Fidélité, validité discriminante et prédictive de l’Indice de prédiction du décrochage

Abstract

Le décrochage scolaire touche une forte proportion de jeunes de tous les milieux. Néanmoins, il demeure plus fréquent chez les garçons de milieux défavorisés. À l’heure actuelle, les principaux facteurs (sociaux, familiaux, scolaires) qui prédisent le décrochage sont largement documentés dans les écrits scientifiques. Par contre, les outils de dépistage permettant de cibler efficacement les jeunes à risque de décrocher demeurent peu nombreux. L’objectif de l’étude était d’établir la fidélité et la validité de l’Indice de prédiction du décrochage (IPD), un indicateur permettant de dépister les décrocheurs potentiels. Les qualités psychométriques de cet indicateur ont été évaluées au moyen d’un échantillon longitudinal (3 ans) de 35 068 élèves (47,2 % de garçons) âgés de 13 à 16 ans. Ils provenaient de 79 écoles secondaires qui participaient à l’évaluation de la stratégie d’intervention Agir autrement (SIAA). Les résultats de l’étude révèlent que l’IPD présente une bonne stabilité ainsi qu’une bonne capacité discriminante et prédictive. Il s’agit d’un indicateur pertinent pour dépister les jeunes à risque de décrocher et ainsi favoriser l’implantation efficiente de programmes de prévention ciblée.

Full text

Fide´lite´, validite´ discriminante et pre´dictive de l’Indice
de pre´diction du de´crochage
Isabelle Archambault et Michel Janosz
Universite´ de Montre´al
Le de´crochage scolaire touche une forte proportion de jeunes de tous les milieux. Ne´anmoins, il demeure
plus fre´quent chez les garc¸ons de milieux de´favorise´s. A
`
l’heure actuelle, les principaux facteurs
(sociaux, familiaux, scolaires) qui pre´disent le de´crochage sont largement documente´s dans les e´crits
scientifiques. Par contre, les outils de de´pistage permettant de cibler efficacement les jeunes a` risque de
de´crocher demeurent peu nombreux. L’objectif de l’e´tude e´tait d’e´tablir la fide´lite´ et la validite´de
l’Indice de pre´diction du de´crochage (IPD), un indicateur permettant de de´pister les de´crocheurs
potentiels. Les qualite´s psychome´triques de cet indicateur ont e´te´e´value´es au moyen d’un e´chantillon
longitudinal (3 ans) de 35 068 e´le`ves (47,2 % de garc¸ons) aˆge´s de 13 a` 16 ans. Ils provenaient de 79
e´coles secondaires qui participaient a` l’e´valuation de la strate´gie d’intervention Agir autrement (SIAA).
Les re´sultats de l’e´tude re´ve`lent que l’IPD pre´sente une bonne stabilite´ ainsi qu’une bonne capacite´
discriminante et pre´dictive. Il s’agit d’un indicateur pertinent pour de´pister les jeunes a` risque de
de´crocher et ainsi favoriser l’implantation efficiente de programmes de pre´vention cible´e.
Mots-cle´s :de´pistage, de´crochage scolaire, diffe´rences de genre, aˆge
Le de´crochage scolaire est un proble`me important dans plusieurs
socie´te´s occidentales. En 2004, au Que´bec, 11,1 % des jeunes de 17
ans, 19,4 % des jeunes de 20 ans et 20,3 % des jeunes de 30 ans ne
posse´daient pas de diploˆme d’e´tudes secondaires et ne fre´quentaient
plus l’e´cole (MELS, 2006). Ces proportions relativement e´leve´es
varieraient cependant en fonction du milieu socioe´conomique et du
sexe des e´le`ves (Ensminger & Slusarcick, 1992; Rumberger, 1995).
En effet, la pauvrete´a` l’enfance, plus particulie`rement, la pauvrete´
persistante repre´senterait l’un des principaux facteurs de risque du
de´crochage scolaire (Pagani, Boulerice, Vitaro & Tremblay, 1999).
Par ailleurs, les garc¸ons sont presque deux fois plus nombreux a`
de´crocher que les filles, et l’e´cart entre les sexes serait d’autant plus
important en milieux de´favorise´s (Bushnik, 2003; MELS, 2005).
Bien que la proportion de de´crocheurs ait diminue´ de moitie´ depuis
les anne´es 80 (MELS, 2006), les de´crocheurs demeurent vulne´rables.
Ils sont plus nombreux a` recevoir des prestations d’assurance-emploi
(Bowlby, 2005; Statistique Canada, 2002), changent plus souvent
d’emploi, gagnent de moins bons salaires (Kerckhoff & Bell, 1997;
McCaul, Donaldon, Coladarci & Davis, 1992) et sont plus a` risque de
de´velopper des proble` mes de comportement inte´ riorise´s et
exte´riorise´s (Freeman, 1996; Kaplan, Damphousse & Kaplan, 1994).
A
`
l’heure actuelle, les principaux facteurs sociaux, familiaux et
scolaires permettant de pre´dire le de´crochage scolaire sont largement
documente´s (Ekstrom, Goertz, Pollack & Rock, 1986; Fortin, Royer,
Potvin, Marcotte & Yergeau, 2004; Garnier, Stein & Jacobs, 1997;
Janosz, LeBlanc, Boulerice & Tremblay, 1997). Depuis une quinzaine
d’anne´es, plusieurs programmes de pre´vention cible´e ont e´galement
e´te´e´tablis pour pre´venir le de´crochage (Janosz, Fallu & Deniger,
2000; Lehr, Sinclair & Christenson, 2004; Potvin, Fortin, Marcotte,
Royer & Deslandes, 2004). Par contre, il existe peu de strate´gies
efficaces de de´pistage permettant de cibler rigoureusement les jeunes
qui be´ne´ficieraient le plus de ces programmes. Pourtant, le recours a`
ces strate´gies est primordial dans la mesure ou` les programmes
pre´ventifs cible´s sont ge´ne´ralement couˆteux, d’ou` l’importance de
veiller a` ce que ce soient les e´le`ves risquant de de´crocher qui en
be´ne´ficient.
Le de´pistage des de´crocheurs potentiels
Selon LeBlanc et Morizot (2000), un instrument de de´pistage
valide doit re´pondre a` plusieurs crite`res. Il doit d’abord comporter une
variable de re´fe´rence e´tablie au moyen de pre´dicteurs importants
d’une proble´matique. Il doit e´galement avoir une bonne fide´lite´ dans
le temps (test-retest) et posse´der une bonne validite´ pre´dictive sur une
varie´te´ d’e´chantillons. Au Que´bec, divers outils, tels les question-
naires Pre´vention de l’abandon scolaire (PAS; Laliberte´, Lavoie &
Garneau, 1981, 1984), L’e´cole, c¸a m’inte´resse? (MEQ, 1983), De´ci-
sions (Quirouette, 1988) et E
´
valuation du risque de de´crochage en
milieu scolaire (DEMS) (Potvin et al., 2004), ont e´te´e´labore´s. Le
contenu de ces questionnaires, relativement semblable, fait re´fe´rence
a` plusieurs facteurs de risque individuels (perception de soi, relations
d’amitie´, isolement, etc.), scolaires (rendement, comportements, ab-
sente´isme, motivation, attitudes, aspirations, habilete´s, etc.) et
familiaux (structure familiale, attentes des parents, supervision etc.).
Tous ces outils comportent une variable de re´fe´rence et affichent une
bonne validite´ de contenu. Toutefois, les questionnaires PAS et
L’e´cole, c¸a m’inte´resse? pre´sentent des faiblesses me´thodologiques
qui nuisent a` leur validite´ pre´dictive (Beauchemin & Lemire, 1991;
Laliberte´ et al., 1981; voir Janosz & Le Blanc, 1997). Quant aux
Isabelle Archambault, Michel Janosz, E
´
cole de psychoe´ducation,
Groupe de recherche sur les environnements scolaires, Universite´ de Mon-
tre´al, Que´bec.
Toute correspondance concernant le pre´sent article doit eˆtre adresse´e a`
Isabelle Archambault, E
´
cole de psychoe´ducation, Universite´ de Montre´al,
C. P. 6128, succ. Centre-ville, Montre´al (Que´bec), Canada H3C 3J7.
Courriel : isabelle.archambault@umontreal.ca
Canadian Journal of Behavioural Science © 2009 Canadian Psychological Association
2009, Vol. 41, No. 3, 187–191 0008-400X/09/$12.00 DOI: 10.1037/a0015261
187

questionnaires De´cisions et DEMS, il existe malheureusement peu
d’informations publie´ es sur leurs qualite´ s psychome´triques
spe´cifiques en matie`redepre´diction du de´crochage. Certaines com-
munications rapportent que ces questionnaires pre´sentent une bonne
validite´ pre´dictive du risque de de´crocher (Fortin, Potvin & Pednault,
2004), mais les tests de validation pre´dictive du de´crochage re´el ne
semblent toutefois pas avoir e´te´ publie´s.
Le but du pre´sent article est de pre´senter les re´sultats des tests
d’e´valuation des qualite´s psychome´triques de l’Indice de pre´diction
du de´crochage (IPD), qui sert a`de´pister les jeunes a` risque de
de´crocher. Les travaux de Janosz, LeBlanc, Boulerice et Tremblay
(1997, 2000) sont a` l’origine de la cre´ation de l’IPD. Cet indice fait
partie de la Trousse d’e´valuation des de´crocheurs potentiels (TEDP;
Janosz, Archambault, Lacroix & Le´vesque, 2007), un outil d’e´valu-
ation complet qui permet de dresser le profil des de´crocheurs poten-
tiels et de les classer selon quatre profils : les discrets, les de´sengage´s,
les sous-performants et les inadapte´s (voir Janosz et al., 2000a). Il
permet e´galement d’e´valuer certaines facettes de la motivation sco-
laire de ces jeunes (sentiment de compe´tence et de controˆle face aux
taˆches scolaires, investissement scolaire), de leur processus de´cision-
nel face au de´crochage (avantages perc¸usdude´crochage, aspirations
scolaires, intentions de de´crocher), de leur investissement parascolaire
et de leur perception de l’engagement scolaire de leurs parents (sou-
tien, valorisation scolaire des parents).
L’IPD a d’abord e´te´e´tabli et valide´ au moyen de deux e´chan-
tillons d’e´le`ves de la re´gion de Montre´al, l’un datant de 1974,
l’autre, de 1985. Il est base´ sur des facteurs largement documente´s
quant a` leur influence sur le de´crochage, soit le rendement, le
retard et l’engagement (Fortin et al., 2004; Janosz et al., 1997).
Selon Janosz et ses colle`gues (1997), au moyen de ces facteurs de
risque scolaires, il est possible de classer correctement et de fac¸on
parcimonieuse plus de 80 % des e´le`ves (de´crocheurs ou diploˆme´s).
L’ajout de pre´dicteurs individuels ou familiaux lie´s au de´crochage
n’ame´liorerait donc pas de manie`re significative la puissance pre´-
dictive de l’IPD. D’ailleurs, a` l’heure actuelle, aucune e´tude ne
permet d’invalider ces re´sultats attestant la primaute´ des facteurs
scolaires en matie`redede´pistage. Cela dit, les e´chantillons sur
lesquels l’IPD a e´te´ teste´ datent de plus de 25 ans. Le but de la
pre´sente e´tude e´tait donc d’e´valuer, a` partir d’un e´chantillon ac-
tualise´, les qualite´s psychome´triques de l’IPD pour valider son
e´ventuelle utilisation clinique.
Me´thode
E
´
chantillon et proce´dure
Les participants a` cette e´tude e´taient issus d’un large e´chantillon
d’e´le`ves (environ 40 000) de 12 a` 18 ans. Ces jeunes provenaient
de 69 e´coles secondaires de milieux de´favorise´s et de 10 e´coles de
la classe moyenne. Puisque nous disposions de trois temps de
mesure (2003, 2004, 2005) et que l’aˆge le´gal pour de´crocher est
de 16 ans au Que´bec, l’e´chantillon se´lectionne´ pour cette e´tude
e´tait compose´ de 35 068 e´le`ves (47,2 % de garc¸ons), qui e´taient
aˆge´s de 13 a` 16 ans au premier temps de mesure.
Des questionnaires de type papier-crayon et auto-re´ve´le´ ont e´te´
administre´s en classe par les enseignants durant les mois de no-
vembre a`fe´vrier de chaque anne´e. On a demande´ le consentement
parental pour tous les e´le`ves de moins de 18 ans. Le taux moyen
de consentement obtenu e´tait de 76 %.
Mesures
L’IPD mesure trois facteurs de risque du de´crochage : le rende-
ment, le retard et l’engagement. Un coefficient de ponde´ration a e´te´
de´termine´ pour chacun de ces pre´dicteurs ve´rifie´s du de´crochage (voir
Janosz et al., 1997). Pour obtenir l’IPD, il suffit de ponde´rer le score
obtenu a` chaque e´chelle du questionnaire par ce coefficient et de faire la
somme de ces scores pour obtenir un score de risque pour chaque
individu (de 0 a`1)
1
. La somme de ces scores ponde´re´s est ensuite reporte´e
sur une e´chelle de probabilite´s de de´crocher gradue´e en rang centiles.
Le rendement ae´te´ mesure´ au moyen de la moyenne des notes en
franc¸ais et en mathe´matiques (« Au cours de cette anne´e, quelles sont
tes notes moyennes en franc¸ais/mathe´matiques ? »). L’e´chelle de re´-
ponses pour ces questions comporte 15 e´chelons (de 0 a`35%,de36
a`40%,...,de96a` 100 %). Le retard ae´te´ mesure´ au moyen d’un
item (« As-tu de´ja` double´ une anne´e scolaire ? »), auquel les e´le`ves
devaient re´pondre selon une e´chelle a` quatre points (non, 1 an, 2 ans,
3 ans ou plus). L’e´chelle d’engagement scolaire provient du ques-
tionnaire valide´ de Mesures de l’adaptation sociale et personnelle pour
les adolescents que´be´cois (MASPAQ; LeBlanc, 1998). Elle comporte
quatre questions regroupe´es sous une moyenne (par ex., « Jusqu’a`
quel point est-ce important pour toi d’avoir des bonnes notes ? »).
Les e´chelles de re´ponse de type Likert (« pas du tout » a` « tre`s
important ») comportent quatre ou cinq points (␣⫽0,74).
De´crochage. Le statut de de´crocheur a e´te´ obtenu au moyen des
donne´es officielles du MELS. Les jeunes non inscrits et n’ayant pas
obtenu de diploˆme du secondaire au 30 septembre des anne´es 2003,
2004, ou 2005 e´taient conside´re´s comme des de´crocheurs.
2
Re´sultats
Fide´lite´ test-retest
La stabilite´ test-retest
3
de l’IPD a d’abord e´te´e´value´e au moyen de
corre´lations de Pearson effectue´es entre chacune des administrations
du questionnaire. Les corre´lations obtenues e´taient de 0,75 entre l’an
1 et l’an 2, de 0,74 entre l’an 2 et l’an 3, et de 0,71 entre l’an 1 et l’an
3. Selon Cohen, (1988), une corre´lation de 0,50 est grande, ce qui
nous permet d’affirmer que, pour notre e´chantillon, l’IPD pre´sente
une excellente stabilite´ sur des pe´riodes relativement longues.
Validite´ discriminante
Des tests-t et des calculs d’ampleur d’effet ont e´te´ effectue´s pour
comparer les de´crocheurs aux non-de´crocheurs sur l’indice de
risque en fonction de l’aˆge et du sexe. Ces re´sultats sont pre´sente´s
au Tableau 1. Ce tableau indique d’abord que l’IPD permet de
1
P ⫽ exp((score
1
⫹ score
2
⫹ score
3
) ⫹ cste)/(1 ⫹ exp(score
1
⫹ score
2
⫹ score
3
) ⫹ cste); ou`p⫽ la probabilite´dede´crocher (min. 0, max., 1);
score
x
⫽ score ponde´re´ d’une e´chelle; les coefficients de ponde´ration ont
e´te´de´termine´s au moyen de mode`les de pre´diction (re´gressions logistiques,
Janosz et al., 1997); ces coefficients ⫽ beˆta des re´gressions; cste ⫽ la
constante du mode`ledepre´diction, de´termine´e au moyen du taux marginal
de de´crochage de l’e´chantillon de re´fe´rence.
2
Dans nos analyses, les raccrocheurs ne sont pas conside´re´s comme des
de´crocheurs.
3
La stabilite´ test-retest sur une pe´riode plus courte (trois semaines) a e´te´
ve´rifie´e aupre`s d’un sous-e´chantillon de 305 e´le`ves de secondaire 1 a`5.La
corre´lation obtenue e´tait de 0,84.
188
ARCHAMBAULT ET JANOSZ

discriminer de manie`re significative les non-de´crocheurs des de´-
crocheurs pour les garc¸ons et les filles de tous les groupes d’aˆges.
Par ailleurs, les re´sultats montrent que les garc¸ons de 13 ans
repre´sentent le groupe pour lequel l’indice semble le moins bien
discriminer. Enfin, en e´tudiant les ampleurs d’effet, on remarque
qu’a` 13, a`15eta` 16 ans, l’IPD semble le´ge`rement mieux dis-
criminer les de´crocheurs chez les filles.
Efficacite´ pre´dictive
La validite´ pre´dictive de l’IPD a e´te´ teste´e pour les garc¸ons et pour
les filles de diffe´rents groupes d’aˆges.
4
Selon diffe´rents points de
coupure, nous avons de´termine´ : 1) le nombre de vrais positifs, de
faux positifs, de vrais ne´gatifs et de faux ne´gatifs
5
; 2) la sensibilite´et
la spe´cificite´; 3) le rapport entre la sensibilite´etlaspe´cificite´. Pour une
variable donne´e, la sensibilite´re´fe`re a` la capacite´ de l’outil de classer
les e´le`ves a` risque qui vont de´velopper un proble`me (de´crocheurs),
tandis que la spe´cificite´ mesure sa capacite´a` classer les e´le`ves non a`
risque qui ne de´velopperont pas de proble`mes (non-de´crocheurs). Le
Tableau 2 pre´sente ces indices pour la totalite´ de l’e´chantillon. Il
indique d’abord que le taux de base du de´crochage (TBASE –
proportion de de´crocheurs) est de 9,3 % pour l’ensemble de l’e´chan-
tillon. Par ailleurs, les re´sultats spe´cifiques indiquent que, pour tous
les groupes d’aˆges, la pre´valence du de´crochage demeure toujours
plus e´leve´e chez les garc¸ons (e´cart de2%a` 8 %).
En outre, le Tableau 2 indique que plus le point de coupure
augmente, plus la spe´cificite´ augmente et plus la sensibilite´ diminue.
Ainsi, les chances de bien classer les jeunes qui de´crochent devien-
nent plus faibles. Pour maximiser la spe´cificite´ et la sensibilite´, le
point de coupure a` privile´gier pour l’ensemble de l’e´chantillon se situe
donc autour de 0,40. Selon ce point de coupure, la proportion
de non-de´crocheurs ade´quatement classe´s (spe´cificite´) est semblable
(72 %) a` la proportion de de´crocheurs correctement classe´s (73 %).
En examinant les donne´es spe´cifiques, on constate cependant
que les points de coupure a` privile´gier pour le de´pistage des
garc¸ons et des filles augmentent de fac¸on constante avec l’aˆge. En
effet, pour les garc¸ons, le point de coupure optimal a` 13 ans serait
de 0,35, tandis qu’il atteint 0,55 a` 16 ans. Chez les filles,
l’augmentation est moins importante puisque les points de coupure
optimaux qui permettent de maximiser la sensibilite´etla
spe´cificite´ varient de 0,35 a` 0,45 entre 13 et 16 ans.
Enfin, le rapport entre la sensibilite´etlaspe´cificite´ae´te´e´value´
au moyen de la Receiver Operating Characteristic Curve (courbe
ROC), et plus spe´cifiquement avec la zone sous la courbe (AREA
under the curve). Cet indicateur de´termine si la probabilite´
d’obtenir une classification valide (vrais positifs et vrais ne´gatifs)
est plus e´leve´e que la probabilite´ d’obtenir une classification non
valide (faux positifs et faux ne´gatifs). La valeur de 0,79 du AREA
pour l’ensemble de l’e´chantillon (Tableau 2) indique que la classifi-
cation est ade´quate.
6
Par ailleurs, compte tenu des re´sultats
spe´cifiques en fonction de l’aˆge et du sexe, on note que la classifica-
tion est ade´quate (de 0,70 a` 0,80) ou bonne (de 0,80 a` 0,90) et qu’elle
est le´ge`rement supe´rieure pour les filles et les e´le`ves plus aˆge´s.
Discussion
L’e´valuation des qualite´s psychome´triques de l’IPD indique
d’abord que, lorsqu’il est utilise´ aupre`s de jeunes de 13 a` 16 ans,
cet indice pre´sente une tre`s bonne stabilite´ sur trois anne´es con-
se´cutives. Ainsi, les e´le`ves qui pre´sentent un risque e´leve´de
de´crocher sont plus susceptibles de conserver ce niveau de risque
d’une anne´e a` l’autre s’ils ne sont pas soumis a` des interventions
spe´cifiques. Compte tenu que l’IPD est base´ sur des pre´dicteurs du
de´crochage relativement stables au fil des anne´es (Garnier et al.,
1997), ce constat est peu surprenant.
4
Un rapport complet incluant les tableaux de´taille´s en fonction de l’aˆge
et du sexe sera fourni sur demande.
5
Selon un point de coupure donne´, 1) vrais positifs : jeunes qui sont a`
risque (ayant un score supe´rieur au point de coupure) et qui de´crochent; 2)
faux positifs : jeunes qui sont a` risque et ne de´crochent pas; 3) vrais
ne´gatifs : jeunes qui ne sont pas a` risque et qui de´crochent; 4) faux
ne´gatifs : jeunes non a` risque qui de´crochent.
6
Afin de ve´rifier si le pouvoir de classification de l’IPD pouvait eˆtre
tributaire du niveau socioe´conomique des e´coles de notre e´chantillon, nous
avons e´galement e´value´ le AREA uniquement pour les 10 e´coles de la
classe moyenne. Selon les re´sultats de cette analyse, le pouvoir de classi-
fication de l’IPD demeurait le meˆme pour ce sous-e´chantillon (0,80) que
pour l’ensemble des e´coles de notre e´chantillon (0,79).
Tableau 1
Moyennes, e´carts types, tests-t et ampleur d’effet de l’IPD pour les de´crocheurs et les non-
de´crocheurs en fonction de l’aˆge et du sexe
Variable
Non de´crocheur De´crocheur
dl t A.E.ME
´
.-T. M E
´
.-T.
Garc¸ons
13 ans 0,21 0,21 0,27 0,22 2660 ⫺2,19
ⴱ
0,28
14 ans 0,28 0,26 0,57 0,30 3280 ⫺15,82
ⴱⴱⴱ
1,03
15 ans 0,37 0,28 0,64 0,28 2758 ⫺20,21
ⴱⴱⴱ
0,96
16 ans 0,36 0,28 0,68 0,27 2149 ⫺21,50
ⴱⴱⴱ
1,16
Filles
13 ans 0,25 0,24 0,47 0,31 3444 ⫺6,25
ⴱⴱⴱ
0,79
14 ans 0,34 0,28 0,60 0,29 2981 ⫺16,49
ⴱⴱⴱ
0,91
15 ans 0,28 0,25 0,62 0,28 3231 ⫺22,36
ⴱⴱⴱ
1,28
16 ans 0,26 0,25 0,66 0,25 2599 ⫺25,48
ⴱⴱⴱ
1,51
ⴱ
p ⬍ 0,05.
ⴱⴱⴱ
p ⬍ 0,001.
189
INDICE DE PRE
´
DICTION DU DE
´
CROCHAGE

Conforme´ment aux re´sultats rapporte´s par Janosz et al. (2000a),
notre e´tude indique e´galement que l’IPD pre´sente une bonne
validite´ discriminante pour les e´le`ves de tous aˆges. La capacite´
discriminante de l’IPD augmenterait toutefois avec l’aˆge des
e´le`ves et semble le´ge`rement supe´rieure pour les filles. La nature
des questions qui e´valuent l’engagement scolaire dans l’IPD pour-
rait expliquer ce re´sultat. En effet, il est possible qu’ au de´but de
l’adolescence, en re´ponse a` certaines contraintes de´veloppemen-
tales et contextuelles (par exemple, la puberte´ , la queˆte
d’autonomie, la transition primaire-secondaire, etc.), certains gar-
c¸ons pour qui l’e´cole fait peu de sens s’y sentent moins engage´s
sans toutefois eˆtre a` risque de de´crocher. Par contre, avec le temps,
leur engagement pourrait se pre´ciser et mieux permettre de dis-
criminer les de´crocheurs des non-de´crocheurs. Cette hypothe`se
me´rite toutefois d’eˆtre teste´e.
Le dernier objectif de cette e´tude e´tait d’e´tablir la validite´
pre´dictive de l’IPD. Nos re´sultats montrent que cet indice pre´sente
une sensibilite´ et une spe´cificite´ ade´quates. Il n’en demeure pas
moins que l’utilisation de l’IPD au cours d’une de´marche de
de´pistage ne´cessite un jugement clinique rigoureux. Puisque le
pouvoir de classification de l’indice varie selon le sexe, l’aˆge et les
diffe´rents points de coupure, l’intervenant doit tenir compte, dans
le cadre d’un de´pistage, d’une multitude de facteurs afin de bien
cibler les jeunes a` risque. Ainsi, si l’objectif de de´part est de faire
du de´pistage dans l’ensemble d’une e´cole, le point de coupure a`
privile´gier ne sera pas le meˆme que si l’on cherche a` cibler des
jeunes en classe d’adaptation scolaire. De la meˆme fac¸on, si
l’objectif est d’implanter un programme de pre´vention cible´, in-
trusif et couˆteux, l’intervenant devra cerner les jeunes a` haut risque
en ajustant le point de coupure en conse´quence.
Bien que cette e´tude ait permis d’e´tablir les qualite´s psy-
chome´triques de l’IPD, elle comporte certaines limites qu’il im-
porte de souligner. D’abord, e´tant donne´ que l’aˆge le´gal du de´cro-
chage au Que´bec est de 16 ans et que nous ne disposions que de
trois temps de mesure, la validite´ pre´dictive de l’IPD n’a pu eˆtre
ve´rifie´e que pour les e´le`ves de 13 a` 16 ans. Les e´tudes futures
devront donc chercher a` valider cet indice aupre`s d’un e´ventail
plus large d’e´le`ves du secondaire, voire du primaire. De plus,
l’e´chantillon d’e´le`ves utilise´ dans cette e´tude e´tait essentiellement
compose´ de jeunes issus d’e´coles de milieux de´favorise´s. Bien que
le de´crochage scolaire demeure plus e´leve´ dans ces milieux, dans
les e´tudes futures, il serait pertinent d’e´valuer la validite´ pre´dictive
de l’IPD aupre`s d’un e´chantillon plus repre´sentatif, compose´de
jeunes issus de tous les milieux.
Abstract
School dropout is a major issue reaching a high proportion of
youth; still, it is more prevalent for boys having low socioeco-
nomic status (SES). Predictors of this outcome (social, familial,
school) have been well documented in scientific literature. How-
ever, the number of effective tools developed to screen at-risk
students is less important. The aim of this study is to establish the
reliability and validity of the Dropout Prediction Index (DPI), a
screening indicator precisely built to target potential dropouts. The
psychometrics characteristics of this index were evaluated using a
3-year longitudinal sample of 35,068 students (47.2% boys aged
between 13 and 16 years at the first time of data collection (school
year 2002–2003). They came from 79 secondary schools partici-
pating in the New Approach New Solution Strategy (NANS).
Results of this study indicate that the DPI presents great reliability
as good predictive and discriminant validity. It appears as a rele-
vant indicator to target students at risk of dropping out and, thusly,
favor the implementation of more efficient prevention programs
for them.
Keywords: screening, school dropout, gender differences, age
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Tableau 2
Indices d’efficacite´ pre´dictive pour l’ensemble de la cohorte
Point de
coupure TBASE
Vrais
positifs
Faux
positifs
Vrais
ne´gatifs
Faux
ne´gatifs Spe´cificite´ Sensibilite´ AREA
0,35 0,093 1 936 8 508 18 193 616 68 % 76 % 0,79
0,40 0,093 1 847 7 348 19 353 705 72 % 73 % 0,79
0,45 0,093 1 750 6 280 20 421 802 76 % 70 % 0,79
0,50 0,093 1 655 5 477 21 224 897 80 % 65 % 0,79
0,55 0,093 1 532 4 615 22 086 1 020 83 % 60 % 0,79
0,60 0,093 1 399 3 856 22 845 1 153 86 % 55 % 0,79
0,65 0,093 1 270 3 238 23 463 1 282 88 % 50 % 0,79
0,70 0,093 1 143 2 704 23 997 1 409 90 % 45 % 0,79
190
ARCHAMBAULT ET JANOSZ

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Rec¸u le 1 mai 2007
Re´vise´ le 1 mai 2007
Accepte´ le 16 janvier 2009 䡲
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INDICE DE PRE
´
DICTION DU DE
´
CROCHAGE