Validation de la version française du Movement Imagery Questionnaire (MIQ)

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1 Validation de la version française du Movement Imagery Questionnaire (MIQ) JEAN LORANT et LAURENT GAILLOT Université de Nice Sophia-Antipolis Résumé L objectif de cette étude est de valider une version française du Movement Imagery Questionnaire (Hall & Pongrac, 1983). Les analyses portent sur une population de 127 hommes et 68 femmes. Les résultats montrent une validité de construit (avec la totalité de la population) et une fiabilité test-retest (avec 26 participants) comparables à celles de la version anglaise. Les résultats suggèrent qu un certain nombre de facteurs tels que le niveau de pratique, le temps de pratique, le sexe et le type de pratique devront être pris en compte dans des études futures pour affiner les réponses relatives à sa validité prédictive. Abstract The objective of this study was to get a valid and reliable French version of the Movement Imagery Questionnaire (Hall & Pongrac, 1983). Using a sample of 127 men and 68 women, the results showed that the French version had construct validity and reliability comparable to those found with the English version. The findings suggest that level of practice, duration of practice, sex, and nature of practice are factors that should be integrated in future studies in order to improve predictive validity. Conçu par Hall et Pongrac (1983), le Movement Imagery Questionnaire (MIQ) est constitué de deux échelles visuelle et kinesthésique comprenant chacune neuf items et comporte quatre étapes : la description d une position de départ, la description d une action à exécuter, sa réalisation et, selon l échelle, la facilité ou la difficulté pour le sujet de visualiser ou de ressentir la réalisation de cette tâche. Les actions à exécuter, similaires dans chaque échelle, concernent le membre supérieur, le membre inférieur, la globalité du corps, des sauts, des sauts en rotation et des enroulements. La validité de construit et la fiabilité test-retest du MIQ ont été confirmées par Hall, Pongrac et Buckolz (1985) et Atienza, Balaguer et Garcia-Merita (1994). Hall et al. (1985) mettent en évidence des coefficients de consistance interne 1 respectifs de,87 et,91 pour les 1 α de Cronbach (Cronbach, 1951). échelles visuelle et kinesthésique et un coefficient de fiabilité test-retest de,83, identique pour les deux échelles, avec un délai d une semaine. Atienza et al. (1994) trouvent des valeurs très proches ou identiques :,89 et,88 pour les échelles visuelle et kinesthésique et,83 pour la fiabilité test-retest. De plus, Atienza et al. (1994), au moyen de l analyse factorielle en composantes principales, confirment la validité de construit du questionnaire en dégageant sa structure bifactorielle. Si la validité de construit et la fiabilité sont des étapes incontournables dans l élaboration d un questionnaire censé mesurer une capacité, les chercheurs et les praticiens s intéressent aussi à la validité prédictive : la capacité d imagerie permet-elle d être plus performant dans l apprentissage et la réalisation d un mouvement? Goss, Hall, Buckolz et Fishburne (1986) montrent que ceux qui visualisent bien l image et ressentent bien le mouvement effectuent moins d essais pour apprendre un mouvement que ceux qui la visualisent bien et le ressentent faiblement. Hall, Buckolz et Fishburne (1989) mettent en évidence que les sujets les plus imageants ne sont pas plus performants que les sujets les moins imageants dans la remémoration de mouvements simples mais qu en revanche, ils sont plus précis dans leur reproduction. Ces études confirment la validité prédictive du MIQ au sens où il permet une prédiction acceptable en regard du nombre de répétitions nécessaire à l apprentissage d un geste et de la précision de son exécution. En revanche, les études mettant en relation la capacité d imagerie et le niveau d habileté motrice sont contradictoires : Mumford et Hall (1985) montrent que plus le niveau des patineurs artistiques est élevé, meilleur est le niveau d habilité d imagerie kinesthésique alors que Jowdy et Harris (1990) trouvent que des sujets peu habiles pour jongler avec des balles obtiennent un meilleur score à l échelle d habilité d imagerie kinesthésique. Le faible nombre d études et l insuffisance de la cohérence des critères et des méthodes utilisés ne permettent pas de trancher définitivement cette question. L objectif de cette recherche est d éprouver la validité de construit (structure factorielle et cohérence interne) et la fidélité entre deux passations Revue canadienne des sciences du comportement, 2004, 36:1, 30-35

2 Validation de la version française du MIQ 31 de la version française du MIQ ainsi que d étudier l influence de facteurs comme le sexe, le niveau de pratique et le temps de pratique. Méthode Participants Cent-quatre-vingt-quinze sujets (127 hommes et 68 femmes) âgés en moyenne de 19,5 ans (minimum : 15, maximum : 34 ans, écart-type : 2,46) ont participé à cette recherche. Ils sont tous étudiants et étudiantes, de la classe de seconde de lycée au Diplôme d études approfondies (DEA), 59 % sont étudiants et étudiantes de première année, majoritairement en faculté des sciences de sport. Ils reportent le type d activité sportive dominante, le nombre d années de pratique dans cette activité ainsi que leur niveau de pratique sportive, réparti sur la base de quatre catégories pré-établies : International : 15,89 %; National : 30,26 %; Départemental : 30,26 %; Loisir : 23,59 %. Procédure Après avoir traduit le questionnaire de l anglais au français, nous avons demandé à un sujet parfaitement bilingue de le retraduire du français à l anglais, de comparer ensuite les versions et de faire les adaptations nécessaires. Dans la mesure où il y avait peu de corrections à apporter, nous n avons pas jugé utile d employer la procédure de Vallerand et Halliwell (1983), plus pertinente lorsque l on suspecte des différences d appréciation ou d interprétation liées aux facteurs culturels, ce qui pourrait être le cas dans les études touchant aux opinions, attitudes, représentations ou dans tout questionnaire mettant en jeu des différences liées aux aspects sémantiques ou culturels. Afin de faciliter le report de l estimation du sujet, l échelle en sept points a été utilisée pour chaque item. Passation Elle s est déroulée sur une période de deux mois. Tous les questionnaires ont été administrés dans un gymnase calme dans des conditions standardisées. Pour des raisons de disponibilité ou de déplacement, certains participants ont effectué la passation sur leur lieu de pratique dans les conditions ci-dessus. La seconde passation, destinée à contrôler la fidélité, s est déroulée trois semaines après la première avec 26 sujets. Résultats Afin de mettre en évidence la structure bifactorielle du questionnaire, de mesurer la consistance interne des échelles et d apprécier la fidélité, nous avons respectivement, utilisé l analyse factorielle en TABLEAU 1 Analyse factorielle en composantes principales : poids factoriel Facteur 1 Facteur 2 Visuel 1,28,47 Visuel 2,37,61 Visuel 3,29,48 Visuel 4,26,71 Visuel 5,24,75 Visuel 6,09,70 Visuel 7,13,80 Visuel 8,18,70 Visuel 9,20,67 Kinesthésique 1,76,16 Kinesthésique 2,59,28 Kinesthésique 3,69,33 Kinesthésique 4,70,15 Kinesthésique 5,71,27 Kinesthésique 6,75,18 Kinesthésique 7,79,20 Kinesthésique 8,76,25 Kinesthésique 9,75,24 Variance expliquée 5,25 4,46 composantes principales, mesuré l α de Cronbach (Cronbach, 1951), le coefficient de corrélation de Bravais-Pearson et l analyse de variance intra-groupe avec deux mesures répétées. L appréciation de la différence entre les groupes a été testée au moyen du test t pour échantillons indépendants en mode unilatéral. L analyse de variance à deux facteurs croisés a permis de faire apparaître l action des facteurs et leur éventuelle interaction. La normalité des distributions a été vérifiée au moyen du test de Kolmogorov- Smirnov. La valeur du niveau p a été fixée à,05. Validité de construit et fidélité L analyse factorielle en composantes principales met en évidence de manière très claire les deux dimensions visuelle et kinesthésique qui contribuent pour près de 54 % de la variance expliquée. Le poids factoriel de chacun des items dans les deux facteurs visuel et kinesthésique est clairement présenté dans le Tableau 1. La cohérence interne des deux échelles est très satisfaisante. Pour les échelles visuelle et kinesthésique, l α de Cronbach est respectivement de,87 et de,91. Aucun item, s il était supprimé, ne vient modifier sa valeur de plus de,02 point. Alors même qu il existe une corrélation entre les valeurs moyennes obtenues à chaque échelle, r(195) =,58, p <,01, le coefficient de détermination, c est-à-dire la proportion de dispersion commune à ces deux échelles est très modeste (,33), confirmant qu il s agit de deux mesures différentes.

3 32 Lorant et Gaillot TABLEAU 2 Moyenne, effectif et écart-type selon le sexe, le niveau de pratique et le temps de pratique Imagerie visuelle Imagerie kinesthésique Moyenne Effectif Ecart-type Moyenne Effectif Ecart-type Sexe Hommes 18, ,89 21, ,41 Femmes 16, ,05 22, ,50 Niveau de pratique Modéré 18, ,65 23, ,47 Intense 16, ,25 20, ,20 Hommes Modéré 18, ,09 22, ,15 Intense 17, ,78 21, ,73 Femmes Modéré 18, ,71 26, ,66 Intense 14, ,91 19, ,03 Temps de pratique - de 5 ans 19, ,67 24, ,27 + de 10 ans 16, ,22 20, ,50 Hommes - de 5 ans 19, ,87 22, ,95 + de 10 ans 16, ,66 19, ,67 Femmes - de 5 ans 18, ,26 27, ,34 + de 10 ans 14, ,02 20, ,64 Pratique modérée - de 5 ans 18, ,11 24, ,84 + de 10 ans 17, ,64 21, ,96 Pratique intense - de 5 ans 21, ,53 24, ,17 + de 10 ans 14, ,26 19, ,24 La fiabilité test-retest a été établie avec un échantillon de 26 sujets. Pour l échelle visuelle r(26) =,88, p <,01 et pour l échelle kinesthésique r(26) =,87, p <,01. Les valeurs observées entre le test et le re-test sont très proches : M = 17,35, SD = 6,16, M = 17,81 pour l imagerie visuelle, SD = 6,50 et M = 23,54, SD = 12,67, M = 24,88, SD = 12,02 pour l imagerie kinesthésique. L analyse de variance intra-groupe à deux mesures répétées garantit l absence de différence entre les résultats de la première et de la deuxième passation, F(1, 25) =,57, p =,46 et F(1, 25) = 1,19, p =,29. Liens avec le sexe, le niveau de pratique et le temps de pratique Les résultats moyens obtenus aux échelles visuelle et kinesthésique sont respectivement de 17,53 et 22,07 (étendue : 9-63), chaque score individuel étant constitué de la somme des items composant chaque échelle (un score faible indique une bonne capacité d imagerie). Le test de Kolmogorov-Smirnov ne détecte pas d écart à la normalité pour l échelle visuelle d = 0,98, p >,05, et pour l échelle kinesthésique d = 0,96, p >,05. Les hommes et les femmes ne se distinguent pas sur les résultats moyens respectifs obtenus aux échelles visuelle et kinesthésique t(195) = 1,32, p =,09 et t(195) = -0,76, p =,22. Les moyennes, effectifs et écart-types sont consignés dans le Tableau 2. Afin d obtenir des effectifs convenables dans chaque catégorie, nous avons regroupé les niveaux Loisir et Départemental pour créer la catégorie «pratique modérée» (N = 105) et les niveaux National et International pour créer la catégorie «pratique intense» (N = 90). On observe que les femmes à pratique intense ont

4 Validation de la version française du MIQ 33 Tableau 3 Analyse de variance à deux facteurs croisés (niveau de pratique x temps de pratique) pour l imagerie visuelle SC dl MC F p Niveau de pratique (modéré/intense) 0,05 1 0,05 0,00,9733 Temps de pratique (- de 5 ans/+ de 10 ans) 373, ,20 8,72,0038 Niveau de pratique x Temps de pratique 281, ,53 6,58,0116 Erreur 5093, ,81 Figure 1. Capacité d imagerie visuelle en fonction du niveau de pratique et du temps de pratique. Un score faible indique une bonne capacité d imagerie. respectivement une plus grande capacité d imagerie visuelle et kinesthésique que celles qui ont une pratique modérée t(68) = 1,87, p <,05 et t(68) = 2,37, p <,05. Chez les hommes, on n observe aucun effet de la pratique sur l imagerie alors que pour l ensemble de la population l effet de la pratique intense est significatif uniquement sur l imagerie kinesthésique t(195) = 2,25, p <,05. Compte tenu de l homogénéité de notre population sur le plan de l âge (19,5 ± 2,46), nous n avons pu constituer deux catégories d âge distinctes et consistantes sur le plan de l effectif. En revanche, la variable temps de pratique dans l activité nous a permis de constituer, sur la base des fréquences observées, trois catégories aux effectifs proches dont nous avons étudié les deux tiers extrêmes : moins de cinq ans et plus de 10 ans de pratique, délaissant le tiers médian (plus de cinq ans à moins de 10 ans de pratique). Sur l ensemble de la population, ceux qui ont une plus longue pratique de l activité ont une plus grande capacité d imagerie visuelle et kinesthésique t(123) = 2,82, p <,01 et t(123) = 2,19, p <,05. Chez les hommes comme chez les femmes, seule la capacité d imagerie visuelle est meilleure chez ceux qui ont la pratique la plus longue, respectivement t(83) = 2,08, p <,05 et t(40) = 1,94, p <,05. L examen concomitant de la variable type de pratique (modéré ou intense) et du temps passé à la pratique (moins de cinq ans et plus de 10 ans) est intéressant en ce qui concerne l imagerie visuelle 2. L analyse de variance à deux facteurs croisés met en évidence un effet principal du temps de pratique et une interaction entre le temps de pratique et le type de pratique comme le montre le Tableau 3. 2 Compte tenu des effectifs générés par l examen de ces deux variables, nous n adjoindrons pas l examen concomitant de la variable sexe.

5 34 Lorant et Gaillot Cet effet est illustré par la Figure 1. Aucun effet significatif n est mis en évidence concernant l imagerie kinesthésique. Discussion Les résultats moyens obtenus à chaque échelle sont proches de ceux obtenus par Goss et al. (1986) et par Hall et Martin (1997). Nous confirmons la structure bifactorielle du questionnaire à l instar de Atienza et al. (1994). La cohérence interne des deux échelles est également confirmée avec l effectif conséquent de notre étude. Les valeurs des α de Cronbach ainsi que la corrélation test-retest sont identiques à celles de Hall et al. (1985). En revanche, il apparaît que le niveau de pratique ne soit pas un élément suffisant pour contribuer à la capacité d imagerie visuelle : il faut qu il soit associé à un temps de pratique suffisant. En effet, l interaction constatée nous oblige à reconsidérer l effet principal du temps de pratique : la capacité d imagerie visuelle n est supérieure que dans le cas où il y a conjonction avec une pratique intense (avec les deux modalités opposées de ces variables, elles sont inférieures). Si nous n obtenons pas d effet significatif avec la capacité d imagerie kinesthésique, il semble que les tendances que nous avons observées s orientent dans le même sens que pour l imagerie visuelle. De plus, lorsque nous travaillons avec un questionnaire, nous sommes confrontés au problème des variables invoquées et à leur aspect statique au sens où l on «photographie» un état à un moment donné comme c est le cas dans les études transversales. En outre, ces variables invoquées font appel à des catégories dont la définition n est pas toujours clairement établie et homogène : temps de pratique, niveau de pratique et même type d activité auxquelles nous pouvons ajouter la pratique de l imagerie mentale et la participation antérieure à des questionnaires d imagerie mentale. Les observations longitudinales ou l expérimentation, alors même qu elles posent d autres problèmes, seraient susceptibles d apporter des réponses dans la mesure où, à partir d un état initial mesuré, on peut saisir la dynamique et les évolutions sur des temps variant de quelques mois à plusieurs années. Enfin, il faudrait s attacher également au problème de l étalonnage auprès d une population suffisamment diversifiée pour répondre à la question de la validité externe qui permettrait, par définition, d étendre les conclusions à des populations plus vastes. Indiscutablement, le questionnaire d imagerie du mouvement de Hall et Pongrac (1983) est un excellent outil d évaluation de la capacité d imagerie visuelle et kinesthésique. Sa validité de construit et sa fiabilité test-retest ne sont pas contestables et une version en français validée et fiable devrait lui permettre une plus grande audience auprès de la communauté francophone des chercheurs et des utilisateurs 3. En revanche, pour assurer une meilleure validité prédictive, les études ultérieures devront s attacher à mieux définir et à mieux cerner à la fois l interaction entre le niveau de pratique et le temps de pratique mais prendre aussi en compte le sexe, l âge, l entraînement à l imagerie et le type d activité selon qu elle possède une forte ou une faible composante cognitive. La version révisée plus courte proposée par Hall et Martin (1997) devrait faciliter la mise en place de recherches allant dans ce sens. On peut obtenir une copie de cet article auprès de Jean Lorant, Laboratoire Sport, Représentations et Régulations Sociales, UFR STAPS, Université de Nice Sophia- Antipolis, 261, route de Grenoble, B.P. 3259, NICE, Cedex 3, France (Courriel : lorant@unice.fr). Références Atienza, F., Balaguer, I., & Garcia-Merita, M. L. (1994). Factor analysis and reliability of the movement imagery questionnaire. Perceptual and Motor Skills, 78, Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16, Goss, S., Hall, C., Buckolz, E., & Fishburne, G. (1986). Imagery ability and the acquisition and retention of movements. Memory and cognition, 14, Hall, C., Buckolz, E., & Fishburne, G. (1989). Searching for a relationship between imagery ability and memory of movements. Journal of Human Movement Studies, 17, Hall, C., & Pongrac, J. (1983). Movement Imagery Questionnaire. London, ON : University of Western Ontario. Hall, C., Pongrac, J., & Buckolz, E. (1985). The measurement of imagery ability. Human Movement Science, 4, Hall, C., & Martin, K. (1997). Measuring movement imagery abilities: A revision of the Movement Imagery Questionnaire. Journal of Mental Imagery, 21, Jowdy, D., & Harris, D. (1990). Muscular responses during mental imagery as a function of motor skill level. Journal of Sport and Exercise Psychology, 12, Mumford, B., & Hall, C. (1985). The effects of internal and external imagery on performing figures in figure skating. Canadian Journal of Applied Sport Sciences, 10, La version française du questionnaire (papier ou fichier Word) est disponible auprès de Jean Lorant.

6 Validation de la version française du MIQ Vallerand, R. J. et Halliwell, W. R. (1983). Vers une méthodologie de validation transculturelle de questionnaires psychologiques : Implications pour la psychologie du sport. Canadian Journal of Applied Sport Sciences, 8, Reçu le 4 octobre 2001 Révisé le 2 août 2002 Accepté le 22 janvier 2003

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