Échelle d’intolérance à l’incertitude (ÉII) = Intolerance of Uncertainty Scale (IUS)

Catégorie

Fonctions mentales

Objectif

Évaluer les réactions émotionnelles, cognitives et comportementales à des situations ambiguës, les implications de l’incertitude et les tentatives de contrôler l’avenir [1].

Spécificité à la déficience visuelle (DV)

Spécifique à la DV
Adapté à la DV
Ni spécifique ni adapté, mais utilisé en DV (sélectionné)

Population visée

Enfants et adolescents
Adultes (sélectionné)
Aînés

Population visée : précision

Les articles consultés ne mentionnent pas la population visée mais les qualités métrologiques ont été évaluées auprès de jeunes adultes.

Type d’outil

Questionnaire (sélectionné)
Échelle de mesure, test

Référence originale de l'outil

Freeston MH, Rhéaume J, Letarte H, Dugas MJ, Ladouceur R. Why do people worry? Personality and Individual Differences. 1994;17(6):791-802.

Langues

Français (version originale) (sélectionné)
Français
Anglais (version originale)
Anglais (sélectionné)

Versions ou adaptations pertinentes

• Échelle d’intolérance à l’incertitude (ÉII) : version originale en français [1]
• Intolerance of Uncertainty Scale  (IUS) : version en anglais [5]
• 12 item Intolerance of Uncertainty (IUS-12) : version courte en anglais [7]

Description

Items et composantes

L’échelle d’intolérance à l’incertitude (ÉII) est un questionnaire auto-administré comprenant 27 énoncés qui s’intéressent aux réactions émotionnelles, cognitives et comportementales à des situations ambigües, aux implications de l’incertitude et aux tentatives de contrôler l’avenir [1].

Scores

Le répondant cote chaque énoncé sur une échelle en 5 points allant de « Pas du tout correspondant » à « Tout à fait correspondant », selon le degré de correspondance de l’énoncé avec sa propre situation. Le score, qui s’obtient par l’addition des valeurs recueillies à chacun des énoncés, varie de 27 à 135 [1].

Matériel et conditions d’administration

Aucune mention dans les articles consultés.

Qualités métrologiques

Pour vous aider à interpréter certaines statistiques relatives aux qualités métrologiques de cet outil, consultez la page consacrée aux balises relatives à l’interprétation des coefficients.

1. Version originale (canadienne-française)

La validation de l’Échelle d’intolérance à l’incertitude s’appuie sur 5 études. Voici la description des échantillons de répondants :

a) 110 étudiants inscrits à un cours d’introduction à la psychologie (distribution du genre, âge moyen et écart-type non disponibles) (Étude 1 [1]).

b) 154 étudiants inscrits à un cours d’introduction à la psychologie (109 femmes et 45 hommes; âge moyen = 23, écart-type = 5,7) (Étude 2 [1]).

c) 106 personnes réparties en 4 groupes : (1) patients avec un trouble de l’anxiété généralisée (TAG) primaire (n = 24;15 femmes et 8 hommes; âge moyen = 37,7 ans et écart-type = 11,9 ans), (2) patients avec un trouble anxieux primaire et un TAG secondaire (n = 24; 13 femmes et 11 hommes; âge moyen = 39,3 et écart-type = 11,8), (3) patients avec d’autres troubles anxieux (n = 38; 21 femmes et 17 hommes; âge moyen = 33,0 et écart-type = 9,9), et (4) sujets témoins non cliniques (n = 20; 12 femmes et 8 hommes, âge moyen = 33,7 ans et écart-type = 11,9).) [2].

d) 24 patients avec TAG (17 femmes et 7 hommes; âge moyen = 38,8 ans; écart-type = 11,4) et 20 témoins non cliniques (14 femmes et 6 hommes; âge moyen = 34,9 ans; écart-type = 7,4) [3].

e) 78 étudiants universitaires recrutés dans des cours de psychologie de premier cycle (distribution du genre, âge moyen et écart-type non disponibles) [4].

A. Validité

Validité de contenu

Une liste de 74 énoncés a été rédigée pour correspondre à six aspects de l’intolérance à l’incertitude : 1) conséquences émotionnelles et comportementales de l’incertitude, 2) façon dont l’incertitude influence le caractère d’une personne, 3) attentes à l’effet que l’avenir soit prévisible, 4) frustration lorsqu’il ne l’est pas, 5) tentatives de contrôler l’avenir et 6) réponses tout ou rien dans les situations incertaines. Après regroupement et élimination des redondances, les énoncés restants ont été examinés, corrigés et jugés pour leur pertinence sur une échelle en trois points. Des 44 énoncés jugés pertinents ou très pertinents par la majorité des auteurs, 23 énoncés ont été retenus. Ces énoncés permettaient de faire la distinction entre les étudiants répondant aux critères du trouble d’anxiété généralisée (TAG) de ceux ne répondant pas à ces critères, tels qu’identifiés par le Questionnaire on Generalized Anxiety Disorder – Modified (QGAD-M; version traduite en français). Ont également été retenus 4 énoncés qui présentaient des corrélations significatives modérées avec le Questionnaire sur les inquiétudes de Penn State (PSWQ). (Étude 1 [1]).

Après avoir pris en compte les effets de la dépression et de l’anxiété, tels que mesurés auprès des participants par le Beck Depression Inventory (BDI), le Beck Anxiety Inventory (BAI) et le questionnaire Pourquoi s’inquiéter (en développement en même temps que l’ÉII), les auteurs ont obtenu des corrélations partielles significatives de 0,38 et 0,26 (p < 0,006) entre l’ÉII et, respectivement, le PSWQ et le Worry Domains Questionnaire (WDQ). Selon eux, ces corrélations démontrent que la relation entre l’ÉII et les mesures de l’inquiétude ne sont pas expliquées par une variance partagée avec l’affect négatif et que l’ÉII mesure un construit qui lui est unique (Étude 2 [1]).

Validité de construit

Validité convergente – Corrélations variant entre 0,52 et 0,63 entre les scores obtenus à l’ÉII et les scores obtenus sur des versions en français d’autres mesures de l’inquiétude (PSWQ, QGAD-M, WDQ), et des mesures de l’anxiété (BAI) et de la dépression (BDI). Les corrélations avec les mesures d’inquiétude sont plus élevées, particulièrement avec le PSWQ (Étude 2 [1]).

Validité discriminative (known-groups validity) – L’analyse de variance effectuée pour comparer les scores à l’ÉII des trois groupes formés selon les résultats obtenus au QGAD-M (n = 110) a montré que les groupes différaient significativement (F(2,107) = 12,8, p < 0,0001). De plus, les comparaisons ont indiqué que le groupe avec TAG (critères cognitifs et somatiques) avait un score significativement plus élevé que a) le groupe sans critères (F(2,107) = 28,5, p < 0,0001] et b) le groupe avec critères somatiques seuls (F(2,107) = 9,3, p < 0,005). (Étude 1 [1]).

L’analyse de variance effectuée pour comparer trois autres groupes formés selon les résultats obtenus au QGAD-M (n = 153) a également révélé des effets de groupe significatifs avec l’ÉII (F(2,151) = 13,6, p < 0,0001) (Étude 2 [1]).

L’analyse de variance multivariée effectuée pour tester les différences entre les scores à l’ÉII de quatre groupes de sujets (n = 106) a montré que les patients cliniques ont des scores significativement plus élevés que les sujets non cliniques (F(1,101) = 40,34, p ≤ 0,0001) et que ceux avec TAG ont obtenu des scores significativement plus élevés que les autres patients avec troubles anxieux  F(1,101) = 12,43, p ≤  0,0006 [2].)

Validité factorielle – Sur la base des réponses à l’ÉII de 154 étudiants en psychologie, une analyse factorielle a identifié cinq facteurs pour lesquels les énoncés avaient une saturation ≥ 0,40 : 1) L’incertitude est inacceptable et doit être évitée (9 énoncés), 2) L’incertitude a un effet négatif sur la personne (9 énoncés), 3) La contrariété liée à l’incertitude (4 énoncés), 4) L’incertitude cause le stress (4 énoncés dont 2 en commun avec d’autres facteurs), et 5) L’incertitude empêche l’action (3 énoncés). Étant donné que certains items saturaient sur plusieurs facteurs, les auteurs ont recommandé d’utiliser le score total et non les sous-échelles (Étude 2 [1]).

Sur la base des réponses de 24 patients avec TAG et de 20 témoins non cliniques à des questionnaires portant sur l’incertitude, l’anxiété, la dépression et la résolution de problèmes, les coefficients canoniques normalisés de l’analyse discriminante ont révélé que l’intolérance à l’incertitude était la variable la plus importante pour expliquer les différences entre les groupes, avec un coefficient de 0,91. Selon les auteurs, l’intolérance à l’incertitude était essentielle à la fonction discriminante [3].

Cohérence interne

Coefficients alpha de Cronbach sur la base des réponses d’étudiants en psychologie (n = 110 et 154) [1] :

• alpha = 0,91 (pour chacun des deux groupes)

B. Fidélité

Fidélité test-retest

Corrélation sur la base des réponses recueillies à 5 semaines d’intervalle auprès de 78 étudiants en psychologie [4] :

• r = 0,78

2. Intolerance of Uncertainty Scale (IUS)

L’Intolerance of Uncertainty Scale comporte le même nombre d’énoncés, la même échelle de réponses et les mêmes scores minimal et maximal que la version originale en français [5].

A. Validité

Le processus de validation de la version en anglais est semblable à celui de la version en français. La cohérence interne, la fidélité test-retest, la structure factorielle et les validités convergente et divergente ont été évaluées à l’aide de mesures des symptômes d’inquiétude, de dépression et d’anxiété. En outre, l’IUS a été évaluée quant à sa capacité à distinguer, sur la base de leurs réponses à un questionnaire distinct, les participants répondant à tous les critères diagnostiques du TAG, ceux qui ne répondent qu’à certains des critères du TAG et ceux qui ne répondent à aucun de ces critères [5].

Validité de contenu

L’ÉII a été traduite vers l’anglais selon la méthode de traduction inversée de Vallerand (1989) [5]. Deux traducteurs indépendants ont traduit l’ÉII en anglais puis un autre a réalisé la traduction inverse (vers le français), ce qui a permis d’identifier et de modifier les éléments problématiques. Enfin, une version pilote a été administrée à un petit groupe de participants [5].

Sur la base des réponses de 449 étudiants au premier cycle universitaire s’identifiant comme appartenant à quatre groupes raciaux, aucune différence dans les scores moyens de l’IUS n’a été observée entre les groupes (F(3,445) = 1,183, p = 0,316). Selon les auteurs, ces résultats fournissent des preuves solides de l’uniformité interraciale de l’IUS [6].

Validité de construit

Validité théorique – Sur la base des réponses de 276 étudiants de premier cycle universitaire, les moyennes et écarts-types obtenus à l’IUS sont cohérents avec ceux obtenus lors de la validation de la version originale en français [5].

Validité concomitante – Sur la base des réponses de 276 étudiants au premier cycle universitaire, corrélations partielles significatives avec le PSWQ, après avoir pris en compte la variance partagée avec les mesures d’anxiété et de dépression de Beck [5] :

• quand on tient compte seulement du BAI: r partiel = 0,41; p < 0,001
• quand on tient compte seulement du BDI II : r partiel = 0,38; p < 0,001
• quand on tient compte à la fois du BAI et du BDI-II (r partiel = 0,30; p < 0,001)

D’après les auteurs, ces résultats montrent que la relation entre l’intolérance à l’incertitude et l’inquiétude subsiste après avoir éliminé la variance associée à l’anxiété et à la dépression [5].

Sur la base des réponses de 449 étudiants au premier cycle universitaire représentant quatre groupes raciaux, corrélations significatives [6] :

• avec le PSWQ: r variant entre 0,579 et 0,661 (p < 0,001) pour les quatre groupes
• avec le Generalized Anxiety Disorder Questionnaire-IV (GADQ-IV) : r variant entre 0,512 et 0,687 (p < 0,001) pour les quatre groupes
• aucune des corrélations obtenues entre l’IUS et, respectivement le PSWQ et le GADQ-IV, ne différait significativement entre les groupes raciaux (tous les Z de Fisher < 1,73)

Corrélations partielles, après avoir pris en compte la variance partagée avec les mesures d’anxiété et de dépression [6] :

• avec le PSWQ pour les quatre groupes raciaux : r partiels variant entre 0,385 et 0,465 (p < 0,001)
• avec le GADQ-IV pour trois des quatre groupes raciaux considérés : r partiels variant entre 0,351 et 0,393 (p < 0,002)

Validité discriminative (known-groups validity) – Anova unilatérale sur la base des réponses de 276 étudiants au premier cycle universitaire, répartis en 3 groupes en fonction de leurs réponses au Worry and Anxiety Questionnaire (WAQ) : 1) 45 étudiants répondant à tous les critères diagnostiques du TAG, 2) 97 étudiants ne répondant qu’à certains des critères du TAG et 3) 121 étudiants ne répondant à aucun des critères (13 participants non classifiés en raison de données manquantes) [5] :

• les groupes différaient de manière significative sur l’IUS : F(2,260) = 41,18; p < 0,001
• le test de Scheffé pour les comparaisons de groupes a posteriori a montré que les participants qui répondaient aux critères du TAG ont obtenu des résultats significativement plus élevés que ceux qui ne répondaient qu’à certains des critères, et que ces derniers ont obtenu des résultats significativement plus élevés que ceux qui ne répondaient à aucun des critères.

Validité factorielle – Sur la base des réponses de 276 étudiants au premier cycle universitaire, une analyse en composantes principales a révélé une solution initiale à cinq facteurs qui expliquait 60,7 % de la variance, compatible avec la version en français [5].

Une analyse itérative des facteurs principaux a ensuite révélé qu’une solution à quatre facteurs constituait la meilleure représentation des résultats. La solution, expliquant 56,8 % de la variance, est décrite comme suit [5] :

• Facteur 1 : 10 items représentant l’idée que l’incertitude conduit à l’incapacité d’agir
• Facteur 2 : 12 items indiquant que l’incertitude est stressante et contrariante
• Facteur 3 : 7 items qui renvoient à l’idée que les événements inattendus sont négatifs et doivent être évités
• Facteur 4 : 5 items qui suggèrent que le fait d’être incertain est injuste

Selon les auteurs, bien que la version en français ait une solution à cinq facteurs, les idées représentées par les facteurs dégagés de la version en anglais sont suffisamment similaires pour soutenir la concordance des versions en français et en anglais [5].

Les auteurs précisent que tout comme pour la version en français, il ne semble pas approprié d’utiliser les facteurs comme sous-échelles en raison d’un certain chevauchement des facteurs entre eux. Les données suggèrent ainsi que le score global de l’IUS devrait être utilisé [5].

Sur la base des réponses de 449 étudiants au premier cycle universitaire représentant quatre groupes raciaux, une analyse factorielle exploratoire suggère que les solutions à 5 facteurs sont appropriées pour les différents groupes raciaux, mais qu’elles diffèrent grandement les unes des autres ainsi que de celles obtenues par Buhr et Dugas [5] et par Freeston et al. [1]. Ces solutions factorielles présentaient des saturations d’items multiples étendues (moyenne de cinq items saturant à 0,30 ou plus sur plusieurs facteurs) et une faible interprétabilité des facteurs [6].

Étant donné les solutions à 4 facteurs rapportées par Buhr et Dugas [5], des analyses factorielles exploratoires à 4 facteurs ont aussi été réalisées pour le groupe de 449 étudiants. Toutes les solutions par rotation ont convergé, mais les solutions obtenues différaient également grandement d’un groupe racial à l’autre, les saturations des items se répétaient sur plusieurs facteurs et ceux-ci étaient peu interprétables [6].

Sur la base des réponses de 254 étudiants universitaires, des analyses factorielles confirmatoires ont été effectuées pour évaluer dans quelle mesure les solutions à 1, à 4 et à 5 facteurs étaient valables [7].

• La solution à un seul facteur présentait le plus mauvais ajustement, suggérant qu’elle est la moins probable
• Un nombre élevé d’énoncés affichant une saturation croisée dans les solutions à 4 et à 5 facteurs (6 énoncés dans les solutions à 4 facteurs, 9 dans les solutions à 5 facteurs), ainsi qu’un alpha de Cronbach élevé (a = 0,96), appuyaient la suggestion de Buhr et Dugas [5] selon laquelle 5 facteurs pourraient être inappropriés et la suggestion de Norton [6] selon laquelle une version plus efficace qui satisferait encore aux critères minimaux de fiabilité est possible.

Sur la base des réponses de 239 étudiants universitaires, une analyse factorielle suggère que l’IUS comprendrait les dimensions suivantes [8] :

• désir de prévisibilité
• tendance à être paralysé face à l’incertitude
• tendance à éprouver de la détresse face à l’incertitude
• croyances inflexibles en matière d’incertitude

Selon les auteurs [8], les saturations factorielles obtenues s’apparentaient sous certains aspects à celles rapportées par Buhr et Dugas [5].

Cohérence interne

Sur la base des réponses de 276 étudiants de premier cycle universitaire [5] :

• alpha de Cronbach = 0,94
• corrélations item-total corrigées variant entre 0,36 et 0,77

Sur la base des réponses de 449 étudiants de premier cycle universitaire [6] :

• alpha de Cronbach = 0,945
• alphas de Cronbach variant de 0,934 à 0,954 pour les quatre groupes raciaux étudiés

Sur la base des réponses de 254 étudiants universitaires [7] :

• corrélations item-total corrigées variant entre 0,51 et 0,76

Sur la base des réponses de 239 étudiants universitaires [8] :

• alpha de Cronbach = 0,94

B. Fidélité

Fidélité test-retest

Sur la base des réponses recueillies à 5 semaines d’intervalle auprès de 66 étudiants au premier cycle universitaire [5] :

• r = 0,74

3. 12 item Intolerance of Uncertainty (IUS-12) [7]

La version courte de l’IUS se compose de 12 énoncés tirés de la traduction en anglais de l’ÉII. L’échelle de réponse est la même que dans cette dernière et les scores varient de 12 à 60.

La validation de cette version est basée sur les réponses provenant de 2 échantillons :

• 254 étudiants universitaires des facultés de psychologie, de kinésiologie et de santé de l’Université de Regina (61 hommes : âge moyen = 23,3; écart-type = 4,2 et 193 femmes : âge moyen = 23,0; écart-type = 5,8)
• 818 étudiants de premier cycle universitaire de l’Université de Houston (227 hommes : âge moyen = 20,7; écart-type = 3,9 et 576 femmes : âge moyen = 20,6; écart-type = 4,1, ainsi que 15 personnes aux données manquantes concernant le sexe et l’âge)

A. Validité

Validité de contenu

Validité concomitante – Une analyse de régression similaire à celles effectuées par d’autres auteurs (Buhr et Dugas [5], Freeston et al. [1] et Norton [6]) et réalisée sur la base des réponses de 818 étudiants au premier cycle universitaire à l’IUS-12, a révélé que le pourcentage de variance pris en compte par l’IUS à 12 énoncés était presque identique à celui de l’IUS à 27 énoncés. De plus, l’IUS à 12 énoncés a également été en mesure d’expliquer une partie significative de la variance du GADQ-IV et du PSWQ après avoir pris en compte la variance partagée avec les mesures d’anxiété et de dépression.

Validité de construit

Validité concordante – Sur la base des réponses respectives des 2 échantillons d’étudiants (n = 254 et 818), corrélation entre le score total de l’échelle à 27 énoncés et le score total de celle à 12 énoncés :

• r = 0,96 pour chaque échantillon

Validité convergente – Sur la base des réponses de 818 étudiants, une analyse de la validité convergente similaire à celle effectuée par Norton [6] a révélé que les scores totaux des versions à 27 et à 12 énoncés étaient corrélés significativement (p < 0,01) avec des mesures employées dans des études antérieures. Les corrélations respectives obtenues entre les versions à 27 et à 12 énoncés sont :

• r = 0,62 et 0,57 avec le BAI
• r = 0,57 et 0,54 avec le PSWQ
• r = 0,64 et 0,61 avec le GADQ-IV

Les tests de Fisher réalisés pour comparer l’amplitude de ces corrélations des versions à 27 et à 12 énoncés ont montré qu’aucune paire de corrélations ne différait de manière significative (toutes les valeurs Z < 0,76). Selon les auteurs, ceci indique que la réduction du nombre d’énoncés n’a entraîné que peu ou pas de perte de validité conceptuelle.

Validité factorielle – Sur la base des réponses de 254 étudiants universitaires à la version à 12 énoncés, une analyse factorielle confirmatoire a comparé une solution à 2 facteurs à a) une solution à facteur unique, b) une version à 17 énoncés et c) la version à 27 énoncés. Tous les indices d’ajustement de la solution à 2 facteurs sur 12 énoncés étaient supérieurs à ceux des autres solutions.

Sur la base des réponses de 818 étudiants de premier cycle universitaire, une analyse factorielle confirmatoire avec des solutions à 1 et 2 facteurs a été réalisée. Les 6 indices d’ajustement ont indiqué que le modèle à 2 facteurs sur 12 énoncés était le mieux adapté aux données, même si la corrélation entre les deux facteurs était élevée (r = 0,73). Le score total de l’IUS à 12 énoncés représentait 92,8 % de la variance de l’échelle originale à 27 énoncés, ce qui, selon les auteurs, confirme la comparabilité des IUS à 12 et à 27 énoncés.

Un des facteurs se compose de 7 énoncés relatifs à la peur et à l’anxiété liées à des événements futurs : il pourrait être décrit comme l’anxiété prospective. L’autre facteur comporte 5 énoncés qui se rapportent à l’incertitude qui empêche l’action ou l’expérience : il pourrait être décrit comme l’anxiété inhibitrice.

Cohérence interne

Sur la base des réponses de 254 étudiants universitaires :

• alpha de Cronbach = 0,91 pour la version entière à 12 énoncés
• alpha de Cronbach = 0,85 pour la sous-échelle relative à l’anxiété prospective (7 énoncés)
• alpha de Cronbach = 0,85 pour la sous-échelle relative à l’anxiété inhibitrice (5 énoncés)

Disponibilité de l'outil en français

Le questionnaire est disponible sur le site de l’Université du Québec en Outaouais : https://uqo.ca/sites/default/files/fichiers-uqo/anxiete/eii.pdf .

Mots-clés

Anxiété

Anxiety

Références utilisées

1. Freeston MH, Rhéaume J, Letarte H, Dugas MJ, Ladouceur R. Why do people worry? . 1994;17(6):791-802.
2. Ladouceur R, Dugas MJ, Freeston MH, Rhéaume J, Blais F, Boisvert J-M, et al. Specificity of generalized anxiety disorder symptoms and processes. Behavior therapy. 1999;30(2):191-207.
3. Dugas MJ, Gagnon F, Ladouceur R, Freeston MH. Generalized anxiety disorder: a preliminary test of a conceptual model. 1998;36(2):215-26.
4. Dugas MJ, Freeston MH, Ladouceur R. Intolerance of uncertainty and problem orientation in worry. 1997;21(6):593-606.
5. Buhr K, Dugas MJ. The Intolerance of Uncertainty Scale: psychometric properties of the English version. 2002;40(8):931-45.
6. Norton PJ. A psychometric analysis of the Intolerance of Uncertainty Scale among four racial groups. 2005;19(6):699-707.
7. Carleton RN, Norton MA, Asmundson GJ. Fearing the unknown: a short version of the Intolerance of Uncertainty Scale. 2007;21(1):105-17.
8. Berenbaum H, Bredemeier K, Thompson RJ. Intolerance of uncertainty: Exploring its dimensionality and associations with need for cognitive closure, psychopathology, and personality. Journal of anxiety disorders. 2008;22(1):117-25.

Mentions

Auteure : Sylvie Cantin, M. A.

Éditeurs : Mathieu Carignan, M. Sc., Catherine Houtekier, M.B.S.I.

Documentation

Recherche documentaire : février 2022

Dernière mise à jour : mars 2023

Référence bibliographique suggérée

Cantin S. Échelle d’intolérance à l’incertitude (ÉII) = Intolerance of Uncertainty Scale (IUS). Dans : Cantin S, Carignan M, Houtekier C, rédacteurs. Répertoire ORVIS : fonctions mentales. Longueuil : Centre de recherche CRIR – site INLB, CISSS de la Montérégie-Centre; 2023. p. 1-13.

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