Les influences à niveaux multiples qui s'exercent sur le comportement des enfants canadiens - Mai 2001

1.2 Méthode

Page précédente

Table des matières

Page suivante

1.2.1 Échantillon et procédure

Un premier cycle de collecte des données auprès de ménages canadiens ayant des enfants de 0 à 11 ans a été entrepris dans le cadre de l'ELNEJ en 1994-1995. L'enquête a porté sur un échantillon probabiliste stratifié à plusieurs degrés dont la conception s'inspirait des données recueillies dans le cadre de l'Enquête sur la population active de Statistique Canada. Un enfant provenant de chaque ménage a été choisi au hasard pour participer à l'étude. Si la famille comptait d'autres enfants dont l'âge se trouvait dans la fourchette de référence, ils ont également été sélectionnés, jusqu'à concurrence de quatre enfants par ménage. Dans chaque ménage, la personne qui connaît le mieux l'enfant (dans 89,4 p. 100 des cas, il s'agissait de la mère) a participé à une entrevue en personne au cours de laquelle elle a fourni des données démographiques et socioéconomiques de base sur la famille de même qu'une information exhaustive (p. ex., santé physique, études, comportement, développement social, pratiques parentales) au sujet de chaque enfant sélectionné (DRHC/SC, 1995).

Des données d'entrevue complètes ont été recueillies auprès de 13 439 ménages au Canada, soit un taux de réponse global de 86,3 p. 100, pour un échantillon de 22 831 enfants de la naissance à 11 ans. L'échantillon ne comportait aucun enfant vivant dans les territoires canadiens, dans des établissements ou sur des réserves autochtones. Aux fins de notre étude, nous avons défini les voisinages en fonction des limites de démarcation des secteurs de recensement du Recensement de 1996 de Statistique Canada. Pour assurer une fiabilité adéquate à notre étude des problèmes présents dans le voisinage et des mesures de l'efficacité collective (sur lesquels on reviendra ci-dessous), nous avons dû éliminer les secteurs de recensement comptant moins de 15 ménages (soit 2 671 secteurs de recensement). Notre échantillon se composait donc de 96 secteurs de recensement comptant 1 982 familles et 2 745 enfants de 2 à 11 ans. L'échantillon a été pondéré selon les procédures de l'ELNEJ.

Il y avait à peu près autant de filles (49,5 p. 100) que de garçons (50,5 p. 100) et l'âge moyen des enfants était de 6,53 ans (écart-type = 2,87). L'âge moyen des mères était de 33,7 ans (écart-type = 5,7) et leur niveau moyen de scolarité était de 12,07 ans (écart-type = 2,23). La majorité des enfants (81,3 p. 100) vivaient avec leurs deux parents biologiques, et 17,3 p. 100 vivaient avec un seul parent biologique. Les autres, soit 1,4 p. 100, ne vivaient avec aucun parent biologique. Environ 12 p. 100 des familles avaient un revenu inférieur au seuil de la pauvreté. Il y avait en moyenne 19,67 familles dans chacun des 96 secteurs de recensement (écart-type = 5,95).

1.2.2 Mesures

Variables prédictives concernant le voisinage (secteur de recensement)

Nous avons eu recours à diverses techniques pour recueillir de l'information sur les voisinages. Statistique Canada nous a fourni une information objective sur des variables comme la taille du secteur et la pauvreté. Les perceptions des mères relativement au voisinage (p. ex., problèmes, efficacité collective) ont été recueillies dans le cadre d'entrevues en personne.

D'après les données de Statistique Canada, les voisinages ont été classés dans l'une ou l'autre des six catégories suivantes, en fonction de la taille : secteur urbain, population de 500 000 ou plus; secteur urbain, population d'entre 100 000 et 499 999; secteur urbain, population d'entre 30 000 et 99 999; secteur urbain, population d'entre 15 000 et 29 999; secteur urbain, population de moins de 15 000; et secteur rural.

Un score de la pauvreté dans le voisinage a été établi d'après les données de recensement de Statistique Canada relativement aux seuils de faible revenu, qui sont une mesure officieuse courante de la pauvreté. Les scores allaient de 0 à 1, des scores plus élevés signalant une plus forte proportion de familles qui vivaient sous le seuil de pauvreté dans le voisinage.

Quatre items tirés de la version révisée du questionnaire de Simcha-Fagan sur les voisinages (Barnes McGuire, 1997) ont été utilisés dans les entrevues pour mesurer la portée des problèmes présents dans le voisinage. Les mères ont coté chaque item sur une échelle de 3 points allant de 0 (grave problème) à 2 (aucun problème). Les scores ont ensuite été inversés de façon à ce que des scores plus élevés représentent un plus grand nombre de problèmes. Nous avons évalué la fiabilité de l'échelle des problèmes présents dans le voisinage au moyen d'un modèle statistique hiérarchique qui a permis de déterminer les variations à l'intérieur d'un voisinage et entre divers voisinages. Comme les réponses aux items étaient des réponses catégorisées, nous avons formulé le modèle en fonction du logit de la probabilité cumulative de la réponse, c'est-à-dire :

où _{i, j, k} représentait la probabilité cumulative de la réponse pour le i ^e item du j ^e individu du k ^e voisinage. Le coefficient 1 _i était le facteur de pondération du score du voisinage 1 _k et le coefficient 2 _i , celui du score individuel 2 _{j, k} à l'item i. Nous avons incorporé divers seuils de difficulté au modèle par le biais du coefficient _i . Nous avons ensuite élargi le modèle en y intégrant les caractéristiques des répondants à titre de covariables, ce qui permet de tester l'existence de biais éventuels. Le modèle élargi est

logit

L'analyse a révélé que sur les cinq items initiaux concernant les problèmes présents dans le voisinage (p. ex, présence d'ordures, de détritus ou d'éclats de verre dans les rues ou les chemins, sur les trottoirs ou dans les cours; vente ou consommation de drogues; présence d'alcooliques et consommation excessive d'alcool en public; groupes de jeunes fauteurs de troubles; et cambriolage dans les maisons et les appartements), le dernier item, portant sur le cambriolage, n'appartenait pas à la même dimension que les autres. En effet, il y avait une relation positive entre la fréquence des cambriolages et le niveau de revenu du voisinage. Nous avons donc exclu cet item de l'échelle des problèmes présents dans le voisinage. La cohérence entre les répondants au sujet des quatre items restants était de 0,13, pour un coefficient de fiabilité allant de 0,69 à 0,79 dans les voisinages comptant de 15 à 25 répondants, respectivement (comme le mesure la formule ). Par conséquent, pour maintenir un niveau de fiabilité acceptable à l'échelle des problèmes présents dans le voisinage, seuls les voisinages comptant au moins 15 ménages ont été retenus pour l'analyse; il est donc resté 96 secteurs de recensement dans lesquels vivaient 1 982 familles.

Nous avons utilisé cinq items de la version révisée du questionnaire de Simcha-Fagan sur les voisinages (Barnes McGuire, 1997) dans les entrevues pour mesurer l'efficacité collective dans le voisinage, qui combine la cohésion sociale (c.-à-d. des liens de confiance parmi les voisins, des valeurs communes) et le contrôle social informel (c.-à-d. que les voisins peuvent se fier les uns aux autres pour surveiller et superviser les jeunes). Les mères ont coté chaque item sur une échelle de 3 points allant de 0 (absolument d'accord) à 2 (pas du tout d'accord). Les scores ont ensuite été inversés de façon à ce que des scores plus élevés représentent une plus grande efficacité collective. Nous avons mené les mêmes analyses statistiques hiérarchiques pour l'échelle de l'efficacité collective que pour la mesure des problèmes présents dans le voisinage. Les résultats indiquaient que les cinq items initiaux appartenaient tous à la même dimension (s'il y a un problème, les voisins s'unissent pour le régler; il y a dans le voisinage des adultes qui peuvent servir de modèles de comportement aux enfants; les gens autour d'ici sont prêts à aider leurs voisins; on peut se fier aux adultes du voisinage pour veiller à ce que les enfants soient en sécurité et qu'ils n'aient pas d'ennuis; quand je m'absente de la maison, je sais que mes voisins garderont l'oeil ouvert pour s'assurer qu'il n'y ait pas de problème). La cohérence entre les répondants était de 0,15, pour un coefficient de fiabilité allant de 0,72 à 0,81 pour les voisinages comptant de 15 à 25 répondants, respectivement. Encore ici, seuls les secteurs de recensement comptant au moins 15 ménages ont été retenus pour les analyses subséquentes.

Variables prédictives concernant la famille

On a recueilli des données sociodémographiques sur l'âge et le niveau de scolarité de la mère de même que sur le revenu du ménage et le genre de famille (biparentale ou monoparentale).

Le statut socioéconomique (SSE) a été calculé selon la méthode proposée par Willms et Shields (1996), qui tient compte des cinq variables suivantes : niveau de scolarité de la mère; niveau de scolarité du conjoint de la mère; prestige de la profession de la mère; prestige de la profession du conjoint de la mère; et revenu du ménage. Des scores plus élevés reflètent des SSE plus élevés.

Douze items tirés de la version abrégée de l'échelle de la dépression du Center for Epidemiological Studies (Radloff, 1977) ont été utilisés lors des entrevues pour évaluer le sentiment de dépression au cours de la semaine précédente, et la fiabilité de la mesure s'établissait à 0,82. Les mères ont coté les divers items (p. ex., j'avais l'impression de ne pas être capable de sortir de la déprime, même avec l'aide de ma famille et de mes amis) sur une échelle de 4 points allant de 0 (rarement ou jamais; moins d'un jour) à 3 (la plupart du temps ou tout le temps; 5-7 jours). Des scores plus élevés indiquaient des niveaux plus importants de dépression.

Douze items inspirés d'une sous-échelle de l'échelle de l'évaluation familiale de McMaster (Byles, Byrne, Boyle et Offord, 1988) ont été utilisés lors des entrevues pour recueillir de l'information sur divers aspects du fonctionnement familial, notamment la solution des problèmes, la communication, les rôles, la réceptivité affective, les liens affectifs et le contrôle comportemental. Les mères ont coté chaque item (p. ex., nous évitons de discuter de nos craintes ou de nos préoccupations) sur une échelle de 4 points allant de 0 (absolument d'accord) à 3 (pas du tout d'accord). Les scores ont ensuite été inversés de façon à ce que des scores plus élevés représentent une plus grande dysfonction familiale. Le taux de fiabilité de la mesure était de 0,88.

Six items représentant une version abrégée de la Social Provisions Scale (Cutrona et Russell, 1987) ont été utilisés lors des entrevues pour mesurer diverses caractéristiques liées au soutien social, notamment orientation, alliance fiable (p. ex., être convaincu qu'on peut compter sur d'autres pour obtenir une aide concrète) et attachement. Les mères ont coté chaque item (p. ex., j'ai une famille et des amis qui me donnent un sentiment de sécurité et de bonheur) sur une échelle de 4 points allant de 0 (pas du tout d'accord) à 3 (absolument d'accord). Des scores plus élevés représentaient un soutien social plus solide, et la fiabilité de la mesure était de 0,82.

Vingt et une questions adaptées de l'échelle des pratiques parentales (Strayhorn et Weidman, 1988) ont été utilisées lors de l'entrevue pour mesurer les quatre comportements parentaux suivants : interaction positive (n = 5), dont la fiabilité était de 0,81; hostilité (n = 7), dont la fiabilité était de 0,71; constance (n = 5), dont la fiabilité était de 0,66; et pratiques parentales punitives (n = 4), dont la fiabilité était de 0,57. Les mères ont coté chaque item (p. ex., faire avec l'enfant une activité spéciale qu'il aime) du point de vue de la fréquence, de 0 (jamais) à 4 (plusieurs fois par jour). Des scores plus élevés indiquaient une plus grande fréquence pour chaque genre de comportement parental. Nous avons établi des scores moyens pour tous les enfants dont les mères avaient répondu aux questions de l'entrevue. Par exemple, s'il y avait trois enfants qui avaient entre 0 et 11 ans dans la famille, la mère a répondu à des questions sur les pratiques parentales pour chaque enfant, et les scores (codés selon qu'il s'agissait d'interaction positive avec la mère, d'hostilité de la part de la mère, de constance de la part de la mère, de pratiques parentales punitives de la part de la mère) représentent le niveau moyen de ces comportements parentaux par rapport aux trois enfants. Grâce à cette mesure, nous avons pu examiner les comportements parentaux du point de vue de la mère et de ses interactions avec chaque enfant de la famille.

Variables prédictives concernant l'enfant

De l'information a été recueillie sur le sexe et l'âge de chaque enfant.

À partir de l'information fournie par les mères au sujet des quatre genres de comportements parentaux, nous avons établi une autre série de scores pour examiner l'exposition aux comportements parentaux (c.-à-d. interaction positive, hostilité, constance et pratiques disciplinaires punitives). Ces scores représentaient l'écart des scores individuels par rapport à la moyenne pour tous les enfants pour lesquels les mères ont répondu aux questions de l'entrevue. Ainsi, un score plus élevé au chapitre de l'hostilité parentale, par exemple, indique que l'enfant est davantage exposé à ce genre de comportement de la part de ses parents que la moyenne de tous les enfants dans la famille. Grâce à cette mesure, nous avons pu examiner les comportements parentaux dans l'optique de l'enfant et de ses interactions particulières avec la mère.

Variables des comportements de l'enfant

Il y avait de légères différences dans les mesures du comportement pour les enfants de 2 et 3 ans et pour les enfants de 4 ans et plus. Les modèles linéaires hiérarchiques ont été adaptés pour tenir compte de la différence dans le nombre d'items concernant les enfants de 2 et 3 ans et les enfants de 4 à 11 ans. Les quatre mesures comportementales avaient été élaborées aux fins de l'ELNEJ, d'après des mesures provenant de l'Étude longitudinale et expérimentale de Montréal (Tremblay et coll., 1991; Tremblay, Vitaro, Gagnon, Royer et Piché, 1992) et de l'Enquête sur la santé des jeunes de l'Ontario (Boyle et coll., 1987). Toutes les variables des comportements des enfants ont été normalisées.

Six items ont permis d'établir des scores de l'agression physique chez les enfants. Les mères ont coté chaque item (p. ex., se bagarre souvent) sur une échelle de 3 points allant de 0 (jamais ou pas vrai) à 2 (souvent ou très vrai), les scores plus élevés reflétant davantage des comportements d'agression physique. La fiabilité signalée de la mesure est de 0,78.

Huit items ont été utilisés pour mesurer l'hyperactivité/l'inattention chez les enfants. Les mères ont coté chaque item (p. ex., a de la difficulté à rester tranquille pour plus de quelques instants) sur une échelle de 3 points allant de 0 (jamais ou pas vrai) à 2 (souvent ou très vrai). Des scores plus élevés indiquaient des niveaux plus élevés d'hyperactivité/inattention, et le taux de fiabilité de la mesure était de 0,84.

Huit items ont été utilisés pour mesurer l'anxiété/les problèmes affectifs des enfants, et la fiabilité signalée de la mesure était de 0,79. Chaque item (p. ex., semble malheureux/triste ou déprimé) a été coté sur une échelle de 3 points allant de 0 (jamais ou pas vrai) à 2 (souvent ou très vrai), les scores plus élevés reflétant davantage d'anxiété/de problèmes affectifs.

Dix items ont été utilisés pour établir les scores des comportements prosociaux. Les mères ont coté chaque item (p. ex., essaie d'aider quelqu'un qui s'est blessé) sur une échelle de 3 points allant de 0 (jamais ou pas vrai) à 2 (souvent ou très vrai), les scores plus élevés reflétant davantage des comportements prosociaux. La fiabilité de la mesure était de 0,82.

1.2.3 Analyse des données

Nous avons eu recours à la modélisation linéaire hiérarchique pour tenir compte statistiquement de la mise en grappes des enfants de l'échantillon au sein des familles et des voisinages et pour modéliser explicitement la relation entre les caractéristiques individuelles, les caractéristiques de la famille et les caractéristiques du voisinage ainsi que les variables dépendantes (Bryk et Raudenbush, 1992; Goldstein, 1995). À ce titre, nous avons utilisé des modèles linéaires hiérarchiques à trois niveaux (les enfants à titre individuel nichés au sein des familles, elles-mêmes nichées au sein des voisinages) pour chacune des quatre variables dépendantes normalisées, à savoir l'agression physique, l'hyperactivité/inattention, l'anxiété/les problèmes affectifs et les comportements prosociaux. Il y avait 6 variables prédictives au niveau de l'enfant (sexe, âge, interaction positive, hostilité, constance, pratiques parentales punitives), 11 variables prédictives au niveau de la famille (âge, niveau de scolarité, mère dépressive, genre de famille, SSE, dysfonction familiale, soutien social, interaction positive avec la mère, hostilité de la mère, constance de la mère, pratiques parentales punitives de la mère) et 4 variables prédictives au niveau des voisinages (taille du secteur, pauvreté, problèmes, efficacité collective). Nous avons choisi les variables qui semblaient importantes d'après les conclusions de recherches antérieures et qui semblaient bien concorder les unes avec les autres en théorie. À ce titre, les variables n'étaient pas complètement indépendantes les unes des autres. Nous avons par ailleurs testé la présence de multicolinéarité et n'avons relevé aucun problème. Toutes les analyses statistiques ont été effectuées au moyen du programme MLnWin (Rasbash et Woodhouse, 1996).

Page précédente

Table des matières

Page suivante