Je profite de ce sujet pour prendre contact avec ironchicken. Je suis de la promo 1992 au STAPS de Rouen. Et oui, je suis de la 1ère fournée! Nico me reconnaitra par mon pseudo. Je cherche à te joindre depuis plus d'un mois alors fais moi signe.
J'ai fait le cobaye, c'est rapide son questionnaire.... N'hésitez pas a lui repondre, les volontaires sont tjs tres rares a trouver
Bon courage!!! et quand tu l'auras fini tu pourras nous faire un ptit resumé???
ga64 a écrit :J'ai fait le cobaye, c'est rapide son questionnaire.... N'hésitez pas a lui repondre, les volontaires sont tjs tres rares a trouver
Bon courage!!! et quand tu l'auras fini tu pourras nous faire un ptit resumé???
Un petit mot pour motiver les + de 1000 internautes qui n'ont pas encore rempli les questionnaires. Eh oui ! L'escargot avance à petits pas. Ladies and gentlemen Nous en sommes à 31 participants
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Validation française du « Perception of Risk of Injury Scale » (RISSc)
Utilisation d’un échantillon hétérogène
Doudou Félou Sow1, & Alain Vom Hofe1
Laboratoire PSY.CO, Université de Rouen, France
Mots clés : Blessure, Sport, Risque, Perception.
Introduction
Kontos, Feltz, & Malina (2000) ont développé et validé statistiquement, sur un échantillon homogène de jeunes footballeurs (11/15 ans), une échelle générale (de type Likert ) pour mesurer l’autoperception de la probabilité du risque de blessure des sportifs, le « Risk of Injury in Sports Scale » (RISSc). Le RISSc (24 items) contient six catégories : (1) les blessures incontrôlables, (2) les blessures contrôlables, (3) les blessures de surcharge, (4) les blessures liées à la surface de pratique, (5) les blessures liées au corps et (6) la blessure de répétition.
La notion de « blessure sportive » étant un concept en émergence, il nous semble important d’œuvrer au développement de nouveaux outils permettant de mieux la caractériser, notamment en l’appliquant à des sports de « non contact ». Une tentative de généralisation de ce type a été conduite par Short et Reuter, 2006), qui ont trouvé des résultats satisfaisants, avec toutefois un échantillon assez homogène. Dès lors, il nous est apparu nécessaire de procéder à une évaluation métrologique du RISSc sur un échantillon francophone de sportifs de tous âges issus de sports différents.
Méthode
Après validation linguistique du RISSc en français par double traduction et évaluation de type comité, celui-ci a été rempli par 234 sportifs (26,9 ans d’âge moyen). Les participants ont été choisis dans les sports de contact (n = 99), les sports à contact limité (84) et les sports de non contact (49). L’échantillon était composé de 169 hommes et de 65 femmes. La technique de validation qui a été retenue dans cette étude est celle de Vallerand (1989).
Dans cette étude, seules les étapes 4 et 6 sont présentées : l’évaluation de la validité concomitante et de contenu, l’évaluation de la validité de construit. Nous avons donc testé aussi bien la fiabilité interne grâce au calcul du coefficient alpha de Cronbach (1951) que la validité de structure de la version traduite du RISSc en procédant à une Analyse Factorielle Confirmatoire (Logiciels Amos/SPSS).
Résultats
La fiabilité interne de l’échelle de 24 items, appréhendée par son alpha, est de .85. Tous les alphas individuels des items sont supérieurs à .84. Tous les items contribuent de manière positive à l’alpha général. Les valeurs sur chacune des dimensions sont respectivement de .84 (‘incontrôlable’), .71 (‘contrôlable’), .70 (‘surcharge’), .74 (‘corps’), .65 (surface) et .65 (‘re-blessure’). Ces deux dernières valeurs sont considérées comme dénotant une fragilité de la dimension. Les intercorrélations entre items sont comprises entre -.13 et .83.
La structure factorielle a été testée par Analyse Factorielle Confirmatoire. Pour cette analyse, nous avons utilisé la procédure du maximum de vraisemblances. L’AFC révèle des indices d’ajustement en deçà de ce qu’il convient pour valider le modèle (2 = 656,574 ; NFI= .72 ; CFI = .80 ; RMSEA= .09 )
Discussion et conclusion
Dans cette tentative de validation du RISSc, l’ensemble des résultats soulève des problèmes majeurs. Deux principales explications peuvent être envisagées. D’une part, les caractéristiques de notre échantillon de population, hétérogène. D’autre part, la construction même du questionnaire. La première explication pourrait être testée au regard de la différenciation au sein de notre échantillon général des différents sous-échantillons, mais nos effectifs ne le permettent pas. La seconde explication mettra l’accent sur le très faible nombre d’items par dimension. Si on veut en conserver la structure dimensionnelle du RISSc, il conviendrait sans doute de revoir cette échelle en ajoutant des items à chacune des dimensions. L’enjeu de la structure dimensionnelle nous semblant particulièrement important du point de vue théorique, il conviendrait alors d’utiliser l’AFC non dans une perspective restrictive qui consiste à tester l’adéquation d’un unique modèle mais « mettre en compétitions » plusieurs modèles. C’est ce à quoi nous nous attacherons dans les développements ultérieurs de cette recherche.
