Passer de la motivation à l’engagement : réflexion sur la notion de contrôle comportemental et démarche initiale du développement de l’échelle de la tendance à s’activer (ETA)

Abstract

Une myriade de résultats de recherche identifie la motivation comme étant un très fort prédicteur du comportement. Toutefois, la motivation ne suffit pas à engager l’individu dans le comportement souhaité. Dans le but de mieux comprendre par quel processus un individu maintient le contrôle sur un comportement motivé jusqu’à sa mise en action, la littérature portant sur le concept de contrôle comportemental a été consultée, révélant deux principales conceptualisations : celle du lieu de contrôle et celle de la perception du contrôle comportemental. Celles-ci ne concordent pas avec celle suspectée pas les autrices de la présente étude, à savoir la tendance à faire ce qu’on a prévu de faire. Dans cette optique, une courte échelle de type Likert a été élaborée pour confronter cette idéation à des items des deux conceptualisations repérées dans la littérature auprès d’étudiants francophones du postsecondaire. Les résultats de cette exploration initiale indiquent de bonnes qualités psychométriques aux quatre items de l’échelle de la tendance à s’activer (ETA). En découlent des propositions de démarches de validation supplémentaires pour affirmer la fiabilité de l’ETA. L’échelle est discutée en fonction des besoins qui ont justifié son élaboration et de son potentiel en termes de développement d’interventions pédagogiques.

Full text

Recherches en éducation
56 | 2024
Interroger la forme scolaire  partir de pratiques et de
dispositifs pédagogiques actuels
Passer de la motivation à l’engagement: réflexion
sur la notion de contrôle comportemental et
démarche initiale du développement de l’échelle de
la tendance à s’activer (ETA)
Moving from motivation to engagement: thinking about the notion of control
and initial development of the Tendency to Activate Scale (TAS)
Isabelle Cabot et Rachel Surprenant
Édition électronique
URL : https://journals.openedition.org/ree/12852
DOI : 10.4000/12qxq
ISSN : 1954-3077
Éditeur
Nantes Université

Référence électronique
Isabelle Cabot et Rachel Surprenant, «Passer de la motivation à l’engagement: réexion sur la notion
de contrôle comportemental et démarche initiale du développement de l’échelle de la tendance à
s’activer (ETA)», Recherches en éducation [En ligne], 56|2024, mis en ligne le 01 novembre 2024,
consulté le 25 novembre 2024. URL: http://journals.openedition.org/ree/12852 ; DOI: https://doi.org/
10.4000/12qxq
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annexes importés) sont «Tous droits réservés», sauf mention contraire.

Passer de la motivation à l’engagement :
réflexion sur la notion de contrôle comportemental
et démarche initiale du développement de l’échelle
de la tendance à s’activer (ETA)
Isabelle Cabot
Professeure au département de psychologie, Collège d'enseignement général et professionnel
Édouard-Montpetit (Canada)
Rachel Surprenant
Professeure au département d’éducation physique et à la santé, Collège d'enseignement géné-
ral et professionnel de St-Hyacinthe (Canada)
Résumé
Une myriade de résultats de recherche identifie la motivation comme étant un très fort prédicteur du
comportement. Toutefois, la motivation ne suffit pas à engager l’individu dans le comportement sou-
haité. Dans le but de mieux comprendre par quel processus un individu maintient le contrôle sur un
comportement motivé jusqu’à sa mise en action, la littérature portant sur le concept de contrôle com-
portemental a été consultée, révélant deux principales conceptualisations : celle du lieu de contrôle et
celle de la perception du contrôle comportemental. Celles-ci ne concordent pas avec celle suspectée
pas les autrices de la présente étude, à savoir la tendance à faire ce qu’on a prévu de faire. Dans cette
optique, une courte échelle de type Likert a été élaborée pour confronter cette idéation à des items
des deux conceptualisations repérées dans la littérature auprès d’étudiants francophones du postse-
condaire. Les résultats de cette exploration initiale indiquent de bonnes qualités psychométriques aux
quatre items de l’échelle de la tendance à s’activer (ETA). En découlent des propositions de démarches
de validation supplémentaires pour affirmer la fiabilité de l’ETA. L’échelle est discutée en fonction des
besoins qui ont justifié son élaboration et de son potentiel en termes de développement
d’interventions pédagogiques.
Mots-clés : compétences et comportements des apprenants, éducation physique et sportive, Canada
Abstract
Moving from motivation to engagement: thinking about the notion of control and initial development of
the Tendency to Activate Scale (TAS) — A myriad of research findings identifies motivation as a very
strong predictor of behavior. However, motivation alone is not enough to commit the individual to the
desired behavior. In order to better understand the process by which an individual maintains control over
a motivated behavior until it is put into action, the literature on the concept of behavioral control was
consulted, revealing two main conceptualizations: that of the Locus of Control and the Perception of Be-
havioral Control. These are not consistent with the one suspected by the authors of the present study,
namely the tendency to do what one has planned to do. With this in mind, a short Likert-type scale was
developed to compare this ideation with items from the two conceptualizations identified in the literature
with French-speaking post-secondary students. The results of this initial exploration indicate good psy-
chometric qualities for the four items of the Tendency to Activate Scale (TAS). Suggestions are made for
additional validation steps to affirm the reliability of the ATS. The scale is discussed in terms of the needs
that justified its development and its potential for the development of educational interventions.
Keywords: learners' skills and behaviours, sports and education physical, Canada

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  136
Dans le domaine de l’éducation, la motivation est un champ de recherche qui foisonne depuis
des décennies. Elle est reconnue pour être un puissant prédicteur à l’engagement (Linnenbrink-
Garcia & Wormington, 2019 ; Reeve, 2012 ; Renninger & Bachrach, 2015 ; Wigfield et al., 2015).
Ainsi, le manque de motivation représente une problématique importante et préoccupe de
nombreux acteurs (chercheurs, enseignants, conseillers pédagogiques, psychoéducateurs) qui
travaillent à élaborer des stratégies visant à stimuler la motivation des étudiants, dans le but
d’augmenter leur engagement dans les tâches scolaires et, par ricochet, leur réussite. De sur-
croit, le manque d’engagement semble avoir été exacerbé par le contexte de la pandémie de la
Covid-19 (Hews et al., 2022). En effet, depuis cette crise sanitaire, des milieux scolaires rappor-
tent observer un désengagement comportemental généralisé chez les étudiants (Grotrian et al.,
2023). Il est possible qu’un manque de motivation à l’égard des tâches scolaires explique une
part de ce désengagement. Cette hypothèse pourrait être vérifiée en mesurant les déterminants
de la motivation, comme l’intérêt ressenti à l’égard de ces tâches ou l’utilité qui y est attribuée.
Mais malgré ce lien internationalement reconnu entre la motivation et l’engagement, il n’est pas
rare d’être motivé par une tâche ou un comportement sans toutefois s’y engager réellement.
Qu’est-ce qui explique qu’un comportement motivé soit concrètement effectué ou ne le soit
pas ? Là est la question à la base de la présente étude.
Plus spécifiquement, cette question a été explorée auprès d’étudiants du postsecondaire inscrits
au dernier cours d’éducation physique et à la santé (EPS) obligatoire du cheminement scolaire
du Québec. Les cours postsecondaires d’EPS font partie de la formation générale qui vise à sus-
citer l’épanouissement de citoyens qui assument leurs responsabilités sociales, par exemple en
adoptant un mode de vie sain et actif (ministère de l’Éducation et de l’Enseignement supérieur,
2016). L’ultime cours d’EPS vise à accompagner l’étudiant dans sa démarche de prise en charge
de sa pratique de l’activité physique (AP), pour l’amener vers une pratique autonome suffisante
d’AP dans une perspective de santé. Dans une phase précédente de la présente étude (Cabot &
Surprenant, 2022), des questions ouvertes ont permis aux participants d’exprimer être motivés
par l’AP, et même en planifier des séances, sans toutefois les réaliser, alors que d’autres font ha-
bituellement ce qu’ils prévoient de faire. Dans le but d’explorer cette tendance à maintenir le
contrôle sur les comportements que l’on prévoit jusqu’à leur aboutissement, les écrits traitant la
notion de contrôle comportemental ont été étudiés. Une conceptualisation exprimant la ten-
dance à faire ce qu’on a prévu de faire n’a pas émergé de cette recension. Ainsi, un instrument
de mesure est apparu essentiel afin d’explorer cet élément qui semble escamoter l’engagement
dans un comportement prévu. Une démarche d’élaboration d’un tel instrument, ajusté au con-
texte de la pratique d’AP au postsecondaire francophone, a donc été initiée. Le présent article
expose cette démarche.
1. Passer de la motivation à l’engagement : un processus à explorer
La sédentarité est un fléau mondial (Organisation mondiale de la santé, 2020 ; Statistiques Ca-
nada, 2021), alors que les conséquences de l’inactivité physique sont formellement et largement
enseignées. Par exemple, au Québec, treize années de cours obligatoires d’EPS sont offertes du-
rant le cheminement scolaire, du primaire au postsecondaire. En plus de cette formation obliga-
toire, la littérature scientifique regorge d’écrits rapportant de nombreuses interventions hors-
scolaires démontrées efficaces pour mettre les adultes en action (Chaudhry et al., 2020 ; Grimani
et al., 2019 ; Howlett et al., 2019 ; Laranjo et al., 2021). De surcroît, l’importance de l’AP est diffu-
sée massivement par divers médias. Malgré tout, la proportion de gens suffisamment actifs
n’augmente pas significativement (Organisation mondiale de la santé, 2022).
Plus spécifiquement, on constate une baisse drastique de temps accordé à la pratique de l’AP
après la fin des cours obligatoires d’EPS au postsecondaire (Poriau & Delens, 2017). La principale
raison d’inactivité physique évoquée par les étudiants inactifs du postsecondaire est le manque
de temps (Cabot & Surprenant, 2022). En effet, les tâches scolaires nécessaires à la réussite au

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  137
postsecondaire sont perçues lourdes et impliquent un investissement de temps accru de la part
des étudiants qui pensent devoir sacrifier d’autres activités, notamment les activités physiques,
pour y arriver. De plus, l’entrée aux études postsecondaires correspond à la transition à l’âge
adulte, qui est souvent liée à un changement dans les rôles et responsabilités (Cunningham &
Dufy, 2019), par exemple devoir occuper un emploi rémunéré ou quitter le domicile familial. Ces
nouvelles responsabilités peuvent amener le jeune adulte à percevoir qu’il doit sacrifier certaines
activités pour y arriver. Pourtant, le temps consacré aux cours, à l’étude hors-classe et au travail
rémunéré est le même lorsqu’on le compare entre les étudiants actifs et inactifs (Cabot & Sur-
prenant, 2022). Dans cet ordre d’idées, si l’on compare deux étudiants motivés par la pratique
de l’AP, ayant des emplois du temps similaires, qu’est-ce qui expliquerait que l’un s’engage con-
crètement dans des comportements d’AP et l’autre pas ? Une piste intéressante qui permet
d’expliquer cette situation est celle du conflit motivationnel. Plusieurs jeunes adultes vivent des
conflits motivationnels (Hofer et al., 2007) au quotidien, faisant face à une activité motivante al-
ternative qui se présente au moment du comportement planifié, menant plusieurs à opter pour
cette alternative plutôt que de s’en tenir à faire ce qu’ils avaient prévu. Au postsecondaire, ces
choix semblent plus marqués depuis la pandémie de la Covid-19 (Hews et al., 2022). Par consé-
quent, il devient pertinent de mieux comprendre le processus qu’il y a entre la motivation à
s’engager dans un comportement et l’engagement réel dans ce comportement.
2. La concrétisation du comportement planifié : une question de contrôle ?
De nombreux modèles du champ de la motivation tels que la théorie du comportement planifié
(Ajzen, 1991), la théorie du lieu de contrôle (Rotter, 1966) et la théorie de l’autodétermination
(Deci & Ryan, 1985) se sont intéressés au problème d’inactivité physique pour tenter d’amener
la population à être plus active, enjeu relevant de la santé publique. Ces modèles, mondialement
reconnus et largement documentés, permettent d’avoir une compréhension claire de l’état mo-
tivationnel d’individus à l’égard de comportements ciblés, notamment la pratique de l’AP. C’est
plutôt à l’égard de la concrétisation de la motivation en action qu’il est plus difficile de trouver
de l’information détaillée.
Dans la théorie des attentes et de la valeur (TAV) (Wigfield & Eccles, 2000), la motivation pré-
cède l’engagement, notamment comportemental. Cette théorie, reconnue et utilisée dans le
domaine de l’éducation, permet de comprendre la motivation scolaire. De nombreux auteurs
spécialisés en EPS l’ont appliquée pour tenter d’exercer une influence motivationnelle sur la
prise en charge de sa pratique de l’AP par l’étudiant (Shang et al., 2023). Une mise à jour récente
de la TAV, nommée théorie située des attentes et de la valeur (Gladstone et al., 2022), propose
de placer les dimensions de l’engagement dans le modèle TAV pour mieux situer les interactions
entre les éléments de la motivation et ceux de l’engagement. On y constate un lien conceptuel
direct entre la valeur (intérêt, importance, utilité et coût) attribuée à la tâche et l’engagement
comportemental dans cette tâche. Toutefois, on sait qu’au quotidien, bien des tâches valorisées
ne sont pas concrétisées. Ainsi, la question persiste : une fois motivé par un comportement,
qu’est-ce qui distingue le fait de s’y engager ou pas ?
On trouve tout de même des travaux spécialisés permettant d’étudier le processus par lequel un
comportement motivé se concrétise. Le concept de « contrôle » semble exercer une influence
importante sur la concrétisation d’un comportement motivé, mais est difficile à cerner, car il est
défini de différentes façons selon différentes perspectives théoriques. Par exemple, le concept
du lieu de contrôle de Julian Rotter (1966 ; Kormanik & Rocco, 2009), représente la perception
de l’individu que ses réussites découlent de ses propres actions (lieu de contrôle interne) ou pas
(lieu de contrôle externe). Globalement, Rotter (1966) explique que l’humain cherche à être ren-
forcé. S’il perçoit qu’un renforcement (par exemple une récompense ou une sensation de réus-
site) est dû à son propre comportement (contrôle interne) plutôt qu’à la chance ou à d’autres
personnes (contrôle externe), il aura tendance à reproduire ce comportement pour obtenir à
nouveau le renforcement. Appliqué au contexte de la présente étude, on pourrait considérer
qu’une personne qui arrive à faire trente minutes de jogging tel qu’elle l’avait prévu, et qui croit

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qu’elle y est arrivée grâce à sa propre volonté et non aux encouragements d’autres personnes,
aura tendance à répéter ce comportement. Plus la relation causale « comportement-
renforcement » est perçue forte, plus l’individu s’attend à être renforcé à la suite de la produc-
tion du comportement. Ainsi, dans une telle situation de contrôle interne perçu, l’individu
s’attribue à lui-même les récompenses qu’il obtient (Kormanik & Rocco, 2009). Ce type de con-
trôle perçu peut être mesuré par des items comme « Dans mon travail, c’est mon propre com-
portement qui détermine si je vais réussir » (Paquet et al., 2014).
Dans la théorie du comportement planifié (TCP) d’Icek Ajzen (1991 ; Fishbein & Ajzen, 2011), le
concept d’intention est considéré comme étant l’antécédent le plus immédiat au comportement
souhaité, cette relation directe pouvant être modérée par le contrôle comportemental (Ajzen,
2019b ; Hagger et al., 2022). Cette théorie est très documentée et appliquée à différents do-
maines comme la santé, l’éducation ou la psychologie (Bosnjak et al., 2020). Dans sa plus ré-
cente extension (Theory of reasoned goal pursuit : Ajzen & Kruglanski, 2019), on distingue les
concepts de motivation et d’intention en expliquant qu’une forte motivation est insuffisante
pour former une intention. Conceptuellement, la planification des actions semble être une com-
posante du concept d’intention, ce qui pourrait être la principale distinction entre celui-ci et la
motivation. Les auteurs précisent qu’une motivation (vouloir) peut devenir une intention (pré-
voir) à s’engager (faire) dans un comportement, seulement si l’individu croit pouvoir produire le
comportement considéré. Par exemple, une personne pourrait être motivée à faire un marathon,
mais si elle ne se perçoit pas capable d’y arriver, il est peu probable qu’elle ait l’intention de s’y
mettre. Toutefois, si elle conçoit qu’elle peut le faire, sa motivation pourrait devenir une inten-
tion et mener la personne à planifier ses actions pour atteindre son objectif. La croyance d’être
capable de produire soi-même un comportement est nommée « Perception du contrôle com-
portemental » dans la TCP (Fishbein & Ajzen, 2011). Ajzen (2002) distingue deux dimensions à la
perception du contrôle comportemental. L’une d’entre elles réfère au fait que la personne con-
sidère que faire le comportement dépend d’elle-même plutôt que des caractéristiques environ-
nementales. Cet aspect d’autogestion est similaire au concept du lieu de contrôle interne (Rot-
ter, 1966) et il est mesuré par des items tels que « [faire le comportement…] dépend de moi-
même » (Ajzen, 2019).
L’autre dimension de la perception du contrôle comportemental est définie par une équivalence
au concept d’autoefficacité d’Albert Bandura, à l’égard du comportement visé (Fishbein & Ajzen,
2011). Ainsi, cette dimension réfère à une autoévaluation de sa propre capacité à bien performer
(Bandura, 2005). Dans le contexte de la présente étude, il s’agirait donc de l’autoévaluation du
jeune adulte à propos de sa compétence lorsqu’il effectue de l’AP. Cet aspect de capacité est
mesuré, dans la TCP, par des items tels que « Je suis confiant.e que je peux… [faire le compor-
tement] » (Ajzen, 2019). Toutefois, on trouve de nombreux items de cet aspect de capacité dont
la validité de construit est douteuse. Par exemple, un item tel que « Si tu étais vraiment motivé,
serait-il facile ou difficile pour toi de faire de l’AP régulièrement au cours du prochain mois ? »
[traduction libre] (Courneya et al., 2006) mesure-t-il l’habileté à faire de l’AP ou l’habileté à le
concrétiser régulièrement ? Cette incertitude est directement liée au problème à la base de la
présente étude, c’est-à-dire qu’un individu motivé à faire un comportement peut se sentir ca-
pable de bien le faire, mais ne pas le faire, même s’il l’avait planifié. Il apparait donc pertinent,
dans le concept de contrôle comportemental, de distinguer la compétence perçue à l’égard du
comportement (par exemple, lorsque je fais du vélo, je me sens compétent) de celle perçue à
l’égard de la concrétisation du comportement motivé (par exemple, lorsque je prévois de faire
du vélo, je le fais réellement). L’unidimensionnalité des items à développer est importante pour
leur validité de contenu (DeVellis & Thorpe, 2021).
Les autrices de la présente étude souhaitent tester un élément proche de la perception du con-
trôle comportemental, mais qui serait conceptuellement distinct des deux dimensions présen-
tées précédemment. S’il s’avérait valide et effectivement prédicteur du comportement, ce con-
cept pourrait contribuer à mieux comprendre le passage de la motivation à l’action et permettre
le développement d’interventions le ciblant afin d’amener les individus à s’engager davantage

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dans les comportements qui les motivent. Ainsi, il apparait intéressant d’explorer la capacité
d’une personne à maintenir le contrôle sur le comportement planifié jusqu’à sa mise en action
(tendance à s’activer). Le présent article rapporte le processus d’élaboration d’une brève échelle
visant à mesurer la tendance à s’activer et à explorer son potentiel de prédiction du comporte-
ment.
3. Élaboration d’une échelle de la tendance à s’activer
La procédure de développement d’échelles de mesure en neuf étapes de Robert DeVellis et Ca-
rolyn Thorpe (2021) a été suivie pour élaborer l’échelle de la tendance à s’activer (ETA). La pre-
mière étape consiste à déterminer clairement et précisément ce qu’on veut mesurer.
L’autocontrôle que la personne exerce sur la mise en action d’un comportement motivé qu’elle a
elle-même planifié semble être un élément qui pourrait expliquer une part de l’engagement
comportemental. Une mesure de cette tendance à s’activer serait donc pertinente pour amélio-
rer la compréhension du comportement de pratique d’AP. L’instrument à élaborer doit donc
capturer cette capacité à mettre en action le comportement planifié. De plus, il doit être spécifi-
quement contextualisé à l’objectif qui est ici d’arriver à augmenter la pratique de l’AP des étu-
diants du postsecondaire. En effet, « la validité d’un instrument est inhérente au contexte de son
utilisation […] sa validité de contenu dépend de la capacité des items à exposer le construit visé
pour la population et le contexte spécifiques à l’enquête menée » [traduction libre] (DeVellis &
Thorpe, 2021, p. 74). De la sorte, on veut savoir à quel point la personne se perçoit capable de
dépasser sa volonté à faire de l’AP, et faire l’AP qu’elle avait prévue. De plus, l’instrument à éla-
borer, et pour lequel des preuves de validité sont à recueillir, doit se distinguer des conceptuali-
sations similaires, rapportées dans le cadre conceptuel : celle qui représente une perception de
la pratique de l’AP déterminée par soi-même (locus interne) et celle qui représente une percep-
tion d’être habile durant la pratique d’AP (capacité). Pour se distinguer de la première, les items
à créer devraient par exemple éviter d’exprimer que le comportement (faire de l’AP) dépend de
la personne elle-même. Pour se distinguer de la deuxième, les items devraient éviter de porter
sur le degré d’habileté perçu durant la pratique d’AP. Ils doivent plutôt viser la perception d’être
capable de dépasser sa volonté de produire le comportement, de faire l’AP prévue. Dans cette
optique, des items visant les deux dimensions conceptuelles à éviter devraient être prévus pour
en explorer la perception différentielle auprès des participants à l’étude.
La deuxième étape prescrit la formation d’un ensemble d’items potentiels. Puisque l’étude plus
vaste dans laquelle s’inscrit la présente exploration impliquait plusieurs questionnaires répétés à
divers temps de mesure, un nombre minimal d’items était visé pour représenter le concept afin
d’éviter la fatigue du répondant. De la sorte, un premier ensemble de cinq items potentiels a été
formulé par la chercheuse principale, pour ensuite être discuté avec la cochercheuse. Au cours
de cette discussion, un item a été éliminé. De plus, il a été convenu d’adopter une formulation
positive pour tous les items, pour éviter la confusion des répondants (DeVellis & Thorpe, 2021).
Par ailleurs, quatre items adaptés de l’échelle de Gaëtan Losier et ses collègues (1993) étaient
déjà prévus au devis pour mesurer l’autoévaluation de sa compétence durant la pratique d’AP.
Ceux-ci allaient donc être utilisés pour explorer la distinction de la dimension « capacité » du
contrôle comportemental. Ensuite, trois items de Locus de contrôle interne ont été adaptés par
l’équipe de recherche à partir de l’échelle de Rotter (1966) pour explorer la distinction de la di-
mension « Locus interne » du contrôle comportemental.
Ensuite, il a été déterminé que les items prendraient la forme d’une échelle de type Likert en
cinq point allant de 1 (pas du tout d’accord) à 5 (totalement d’accord) (étape 3). Ce choix a été
fait dans un souci de cohérence avec les autres échelles administrées à l’échantillon pour les be-
soins de l’étude principale. De plus, les échelles de type Likert sont souvent administrées à de
grands échantillons dans des devis d’analyses quantitatives et c’est ce type d’échantillon qui est
visé par l’équipe de recherche. Par la suite, les quatre items ont été exposés à quatre ensei-
gnantes pour obtenir leur avis sur la clarté des items et leur cohérence avec la description du

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  140
concept visé (étape 4). Seule une légère reformulation a découlé de cette consultation :
l’expression « forme physique » a été remplacée par « condition physique ».
DeVellis et Thorpe (2021) conseillent ensuite de mener des entrevues avec des répondants po-
tentiels pour connaître leur interprétation et leur compréhension des items (étape 5). Dans le
cadre de la présente étude, il n’a pas été possible de mener des entrevues, mais un questionne-
ment écrit a été administré auprès de 86 étudiants postsecondaires, leur permettant d’exprimer
leur compréhension des items et la formulation de ceux-ci quant à la population ciblée, à savoir
les jeunes adultes étudiant en français au Québec. En effet, leur avis apparaissait comme une
forme d’expertise, en particulier relative à la formulation des items, qui devait être adaptée au
langage courant des jeunes adultes ciblés. Enfin, ce petit groupe d’étudiants devait répondre à
l’ensemble des onze items pour permettre une première exploration de la concordance perçue
des items intra-échelle et de la distinction perçue des items inter-échelles. Cette première explo-
ration a mené à éliminer un item de la dimension « capacité » (Je suis bon.ne pour faire de l’AP)
qui était perçu concordant, tant avec les items de « capacité » qu’avec les quatre items nouvel-
lement formulés. Lors d’une prochaine contribution au développement de l’échelle, cet item
pourrait être reformulé pour faire porter l’autoévaluation (je suis bon.ne) directement sur l’AP
(par exemple, « Lorsque je fais de l’AP, je suis bon.ne ») plutôt que sur le verbe faire, qui peut
être confondu avec la tendance à s’activer. En effet, un item ne doit contenir qu’une seule idée
(DeVellis & Thorpe, 2021) pour en assurer la perception unidimensionnelle des répondants, con-
tribuant ainsi à sa validité de contenu.
Les dix items découlant de ce processus sont présentés dans le tableau 1 ci-après. Il a été décidé
d’identifier les quatre nouveaux items par le vocable « tendance à s’activer » pour éviter
d’utiliser le mot « contrôle » pouvant porter à confusion avec les concepts similaires. Une autre
confusion a été évitée avec le concept de « passage à l’acte » (ou action tendency en anglais)
qui, dans la littérature, réfère plutôt à des comportements d’agressivité.
À l’étape 6, DeVellis et Thorpe (2021) recommandent de considérer l’ajout d’items qui pour-
raient contribuer au processus de validation de l’échelle. Comme décrit dans les paragraphes
précédents, cette étape a été incluse dès le début du processus, étant donné l’intention
d’explorer la distinction entre le concept exploré et les deux autres apparentés. Le tableau 1 pré-
sente les items, ainsi que les sources primaires à partir desquelles ils ont été adaptés au contexte
de la présente étude.
Avant de faire l’évaluation empirique de l’instrument (Crawford & Kelder, 2019) en suivant les
trois dernières étapes de la procédure, l’échantillon de 1594 répondants a été scindé aléatoire-
ment en deux fichiers de répondants distincts, comme le suggèrent DeVellis et Thorpe (2021).
Ainsi, une analyse factorielle exploratoire a été menée à l’aide du logiciel SPSS, version 28 sur un
des deux fichiers (échantillon A), puis une analyse factorielle confirmatoire du modèle, à l’aide
de R version 4.3.2, a été menée sur l’autre fichier (échantillon B). De la sorte, des similitudes
entre les conclusions des deux analyses ne pourraient pas être dues au fait que les échantillons
sont composés des mêmes répondants. D’autant plus que cette manœuvre peut contribuer à
juger la stabilité de l’échelle (DeVellis & Thorpe, 2021).
L’échantillon A est composé de 752 étudiants (25 données manquantes dont les cas ont été reti-
rés) provenant de 16 collèges d'enseignement général et professionnel (CEGEP) au Québec. Ces
étudiants ont répondu aux items (étape 7) durant la dernière semaine du mois d’août 2021 ou
durant la dernière semaine du mois de janvier 2022, lors de la première séance du cours d’EPS
d’un semestre.

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  141
Tableau 1 - Moyennes, (écarts-types) et corrélations item-échelle des items de l’ETA
Items Sources primaires M (É-T)
r item – échelle
corrigées
Échelle : Tendance à s’activer (ETA)
Quand je veux faire de l’activité physique, j’en fais (ETA1) -- 3,68 (1,15) ,71
Quand je prévois faire de l'activité physique, j'arrive à le faire
vraiment (ETA2) -- 3,34 (1,20) ,75
Je suis capable de me mettre en action pour influencer ma
condition physique (ETA3) -- 3,59 (1,13) ,74
Je suis capable de dépasser ma volonté d'être actif : je le suis
réellement (ETA4) -- 3,15 (1,26) ,75
Échelle : Locus interne perçu à l’égard de l’AP
Ma condition physique dépend de ma volonté à me mettre
en action (cont1) Rotter (1966) 4,10 (0,98) ,40
Faire suffisamment d'activité physique ne dépend que de ma
volonté (cont2) Rotter (1966) 3,89 (1,14) ,38
Il y a un lien direct entre l'effort que je déploie à faire de l'ac-
tivité physique et ma condition physique (cont3) Rotter (1966) 4,01 (0,98) ,39
Échelle : autoévaluation de ses capacités à l’égard de l’AP
Lorsque je fais de l’activité physique, je me sens compétent(e)
(comp1)
Losier, Vallerand et
Blais (1993) 3,69 (1,13) ,72
Lorsque je fais de l’activité physique, je suis satisfait(e) de
mes performances (comp2)
Losier, Vallerand et
Blais (1993) 3,55 (1,08) ,66
Lorsque je fais de l’activité physique, je suis parmi les meil-
leurs (comp3)
Losier, Vallerand et
Blais (1993) 2,72 (1,17) ,65
Note : n = 753
L’évaluation initiale des items (étape 8) a été menée à partir des opérations décrites plus bas.
Ensuite, une analyse factorielle exploratoire a été menée sur l’ensemble des dix items des trois
échelles, pour observer la manière dont ils se regrouperaient. Par la suite, suivant les recom-
mandations de Jimmy Bourque et ses collègues (2019), puisque les trois échelles sont compo-
sées de moins de cinq items, leur consistance interne a été évaluée par le calcul de l’Omega de
McDonald. Le nombre d’items a dès lors été reconsidéré à partir des résultats de ces analyses
(étape 9). Dans l’éventualité où les items seraient bel et bien perçus distincts par les répondants
en fonction des trois dimensions théoriques décrites du concept de contrôle comportemental, il
était prévu de les intégrer à une analyse factorielle confirmatoire, auprès de l’échantillon B, pour
examiner les indices d’ajustement comparant trois modèles possibles. Un premier modèle uni-
dimensionnel à un niveau, c’est-à-dire regroupant l’ensemble des dix items sous une même va-
riable latente ; un deuxième modèle distinguant les trois dimensions sur un seul niveau, c’est-à-
dire sans qu’elles ne soient liées entre elles ; un troisième modèle distinguant les trois dimen-
sions et impliquant un deuxième niveau, représentant le concept de contrôle comportemental,
qui représenterait la variance partagée entre les trois dimensions, tel qu’illustré par la figure 1 ci-
après. Cette figure présente le modèle hiérarchique du contrôle comportemental inspiré de celui
d’Ajzen (2002), auquel s’ajoute ici la dimension « tendance à s’activer ».

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  142
Figure 1 - Modèle hiérarchique à trois dimensions du contrôle comportemental
4. Éléments de validité de l’échelle de la tendance à s’activer
4.1. Description initiale des items
Un examen du fichier, à la recherche de données aberrantes, a d’abord été mené. Aucune n’a
été trouvée. Ensuite, une exploration des caractéristiques descriptives des données pour chaque
item a révélé que tous les degrés d’asymétrie et d’aplatissement se trouvent entre -1,04 et 0,37,
ce qui respecte les bornes de ± 2,00 conseillées dans la littérature (Brown, 1997 ; DeCarlo, 1997)
pour juger la normalité de la distribution d’un ensemble de données. La moyenne et l’écart-type
des données de chaque item sont exposés au tableau 1. Selon DeVellis et Thorpe (2021), l’idéal
est de constater que les moyennes et écarts-types ne situent pas les données trop près des deux
limites de l’échelle. Les items de l’ETA, ainsi que ceux de l’échelle Capacité à l’égard de l’AP, sa-
tisfont à ce critère. Quant à eux, les items de l’échelle Locus interne sont un peu plus près de la
limite supérieure (il s’agit d’une échelle en cinq points), exprimant que les répondants perçoi-
vent avoir du pouvoir sur leurs comportements d’AP et les résultats qui en découlent. Les items
pourraient être ajustés par une formulation plus forte de manière que toute l’amplitude de
l’échelle soit utilisée par les répondants. Dans le cas présent, comme l’étude porte principale-
ment son regard sur les quatre items de l’ETA, il est décidé de garder ceux du Locus interne tels
qu’ils sont et de poursuivre l’analyse.
4.2. Corrélations inter-items
Les corrélations inter-items (tableau 2) ont permis de juger la linéarité (r < ,3) et la non-
multicolinéarité (r > ,9) des données des items de l’ETA, mises en exergue dans le tableau 2 ci-
après. Les deux critères sont respectés. De plus, la corrélation entre chaque item et l’ensemble
de l’échelle excluant l’item (r item-échelle corrigées) a été calculée et rapportée au tableau 1.
Ces corrélations sont toutes satisfaisantes. Ensuite, les items en développement (ETA) ont été
comparés aux six items apparentés. On constate des relations modérées (soulignées dans le ta-
bleau) entre les items de l’ETA et ceux de la dimension Capacité à l’égard de l’AP. La similarité
conceptuelle semble donc empiriquement réelle, bien que ces corrélations inter-échelles soient
moins fortes que les corrélations intra-échelles. Pour ce qui est du Locus interne de contrôle, les
liens avec les deux autres échelles sont très faibles. Toutefois, les liens intra-échelles étant tout
juste acceptables, tout comme le sont les corrélations item-échelle corrigées (tableau 1), la for-
mulation adaptée des items pourrait être remise en question à la fin du processus.

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  143
Tableau 2 - Matrice de corrélations de Pearson inter-items
Code de l’item
ETA2
ETA3
ETA4
Locus1
Locus2
Locus3
Capacité1
Capacité2
Capacité3
ETA1 ,66*** ,63*** ,59*** ,11** ,16*** ,23*** ,46*** ,44*** ,43***
ETA2
,60***
,68***
,06
,18***
,22***
,48***
,51***
,48***
ETA3 ,69*** ,06 ,11** ,31*** ,50*** ,49*** ,50***
ETA4 ,06 ,13*** ,32*** ,54*** ,53*** ,57***
Locus1 ,32*** ,33*** ,10** ,06 ,04
Locus2 ,30*** ,17*** ,09* ,08*
Locus3 ,27*** ,22*** ,25***
Capacité1 ,64*** ,63***
Capacité2 ,55***
Capacité3
Note : n = 752. *p < ,05 ; **p < ,01 ; ***p < ,001
4.3. L’analyse en composantes principales
Pour savoir de quelle manière les items se regrouperont, la méthode de l’analyse des compo-
santes principales (ACP) a été choisie parce qu’il s’agit ici de faire une description initiale de ces
regroupements (Tabachnick & Fidell, 2007), sans présupposer la justesse de la conceptualisation
proposée. D’abord, seuls les quatre items de l’ETA ont été explorés par cette analyse, laquelle a
mené à des résultats très satisfaisants. En effet, l’indice de KMO est de ,80, indiquant un bon
ajustement des données à l’ACP, la taille de l’échantillon étant adéquate pour l’analyse menée.
Par ailleurs, les coefficients de représentation après extraction sont tous supérieurs à ,70, ce qui
indique qu’une bonne part de la variance de chaque item est expliquée par le facteur sous-
jacent (tendance à s’activer). Ensuite, un seul facteur a une valeur propre supérieure à 1. À lui
seul, il explique 73,16 % de la variance des données. La matrice des composantes révèle donc un
seul facteur (aucune co-saturation) dont les coefficients de saturation sont situés entre ,84 et
,87. Enfin, l’omega de McDonald étant de ,88, la consistance interne de l’ETA est très satisfai-
sante. L’ensemble de ces premières preuves de validité permet de considérer l’ETA comme étant
une échelle à une seule dimension, tel qu’attendu. Il apparait donc pertinent de poursuivre
l’étude de celle-ci. Pour ce faire, sa comparaison empirique avec les deux échelles conceptuel-
lement apparentées s’est poursuivie par une démarche d’analyse factorielle exploratoire, simi-
laire à la précédente, mais en y intégrant les dix items.
L’ensemble des dix items a donc été inclus dans une analyse en composantes principales. Une
rotation oblique des facteurs a été incluse à l’analyse pour permettre aux variables de corréler
ensemble étant donné les liens conceptuels étroits entre les facteurs. D’ailleurs, le nombre de
facteurs à extraire est basé sur le nombre de dimensions (trois) de la notion de contrôle, décrites
conceptuellement. Le tableau 3 ci-après présente les coefficients de saturation après la rotation
Oblimin, révélant la contribution unique de chaque item à chaque facteur, facilitant ainsi
l’interprétation des regroupements (Field, 2013).
Les coefficients saturent tous clairement sur le facteur attendu pour chacun d’eux. Cette deu-
xième phase d’analyse factorielle exploratoire permet de constater que l’ETA se distingue bel et
bien des deux autres échelles, telles qu’elles sont formulées ici. Le résultat significatif (p < ,000)
du test de sphéricité de Bartlett indique la combinaison linéaire des items. Ensemble, les trois
échelles expliquent 68,44 % de la variance des données. Tous les coefficients de représentation

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  144
sont supérieurs à ,5, indiquant une bonne qualité de représentation du facteur par chaque item.
De plus, l’indice de KMO (,88) confirme la cohérence des liens entre les variables pour le modèle
à trois composantes, et indique que la taille d’échantillon est bonne pour ces analyses. Toute-
fois, la consistance interne de l’échelle mesurant le locus interne du comportement d’AP étant
faible, cette lacune devrait être corrigée pour réaffirmer sa distinction de l’ETA. La corrélation
interfactorielle entre l’ETA et l’échelle mesurant l’autoévaluation de la capacité à faire de l’AP est
bien visible dans le tableau 3, telle que remarquée lors de l’examen de la matrice des corréla-
tions (tableau 2).
Tableau 3 - Résultats de l’analyse en composantes principales des dix items conceptuellement apparentés
Items
Coefficients de saturation Coefficients de
représentation
Tendance à
s’activer
Locus
interne Capacité
ETA1
,91
,03
-,10
,75
ETA2
,86
-,01
,01
,75
ETA3
,77
,00
,12
,71
ETA4
,69
,00
,24
,74
Locus1
-,13
,80
,02
,62
Locus2
,16
,73
-,16
,57
Locus3
,02
,65
,23
,54
Capacité1
,02
,08
,85
,76
Capacité2
,06
-,02
,81
,71
Capacité3
,07
-,03
,80
,71
Valeurs propres
4,52
1,48
0,84
% de variance
45,24
14,76
8,44
ω
,88
,58
,82
r interfactorielles
ETA ,21 ,60
Locus
,16
Note : méthode d’extraction : analyse en composantes principales ; méthode de rotation : oblimin
direct ; les coefficients de saturation qui sont dans les dimensions attendues sont en gras.
4.4. Analyses factorielles confirmatoires
Des analyses factorielles confirmatoires ont été menées auprès de l’échantillon B pour confirmer
que l’ETA se distingue des deux autres échelles conceptuellement apparentées, comme la litté-
rature théorique le laisse croire. Un modèle unidimensionnel a donc été comparé à un modèle
tridimensionnel représentant les trois dimensions décrites précédemment. De plus, étant donné
les corrélations inter-échelles plutôt faibles impliquant le Locus interne, deux modèles tridimen-
sionnels ont été testés : un modèle à un seul niveau, où les trois dimensions sont indépen-
dantes, et un modèle à deux niveaux, où les trois dimensions sont empiriquement reliées pour
représenter le concept plus large qu’est le contrôle comportemental (figure 1). Enfin, un qua-
trième modèle a été testé en réaction aux corrélations modérées observées entre les items de
l’ETA et ceux de l’échelle Capacité lors de l’analyse exploratoire. Une variable latente a été for-
mée de ces sept items et a été incluse dans un modèle bidimensionnel à deux niveaux. La mé-
thode de vraisemblance maximum a été utilisée pour vérifier l’adéquation des modèles, puisque
l’ensemble des données suit une distribution normale. Les indices sélectionnés pour évaluer les
modèles sont le RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) et son intervalle de confiance
(IC), le CFI (Comparative Fit Index), le NNFI (Non-normed Fit Index), le SRMR (Standardized Root

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  145
Mean Square Residual), ainsi que le rapport χ2/dl (chi carré/degrés de liberté) (Baillargeon,
2006). Le RMSEA vérifie la concordance entre la matrice observée et la matrice reproduite. Plus
sa valeur est faible, meilleur est l’ajustement des données. Selon Jacques Baillargeon (2006), un
RMSEA inférieur à ,08 permet d’accepter le modèle. Le NNFI et le CFI sont des indices relatifs
d’ajustement qui comparent le modèle à un autre. James Schreiber et ses collègues (2006) indi-
quent que pour qu’un modèle soit admis, leur valeur doit être supérieure à ,95. Le GFI (Goodness
of Fit Index) est un indice absolu d’ajustement. Il désigne la proportion de variance/covariance
générée par le modèle et doit être supérieur à ,90 pour que le modèle soit jugé approprié (Bail-
largeon, 2006). Le SRMR indique la moyenne des résidus standardisés. Une valeur inférieure à
,05 représente un ajustement acceptable. Le χ2 teste l’hypothèse nulle selon laquelle la matrice
des covariances prédites par le modèle coïncide exactement avec la matrice des covariances ob-
servées dans l’échantillon. On utilisera les degrés de liberté comme base de standardisation
pour examiner le χ2 (Diamantopoulos & Siguaw, 2000) : un ratio χ2/dl inférieur à 3/1 indique
que le modèle est adéquat (Vieira, 2011). Les résultats sont présentés dans le tableau 4.
Tableau 4 - Indices d’ajustement des modèles testés
Modèles
RMSEA
NNFI
CFI
GFI
SRMR
ꭓ2/dl
Unidimensionnel ,114
(IC 90 % : ,105 - ,125) ,861 ,892 ,898 ,063 11,33
Tridimensionnel à un seul niveau ,130
(IC 90 % : ,120 - ,140) ,820 ,860 ,884 ,218 14,32
Bidimensionnel à deux niveaux ,104
(IC 90 % : ,093 - ,114) ,886 ,916 ,919 ,047 9,45
Tridimensionnel à deux niveaux ,061†
(IC 90 % : ,050 - ,073) ,960† ,972† ,968† ,034† 3,95†
Note : n = 788 ; † : meilleur résultat sur l’indice comparé
Les indices d’ajustement du modèle tridimensionnel à deux niveaux sont globalement satisfai-
sants. De plus, la force des coefficients de régression allant de chaque variable latente à ses va-
riables observées est forte pour l’ETA (> ,74), forte pour Capacité (> ,74) et modérée pour Locus
(allant de ,42 à ,65). Les indices d’ajustement évaluant le modèle sont cohérents et mènent à la
confirmation que le modèle hiérarchique à trois dimensions du contrôle comportemental repré-
sente bien les données.
4.5. Validité prédictive de l’ETA
Pour fournir une première contribution à la validité externe de l’échelle, considérant le contexte
dans lequel a été élaborée l’ETA, le critère externe de validité à prédire est la pratique d’AP. Dans
cette optique, les participants à l’étude ont été sollicités à nouveau neuf mois après avoir ré-
pondu à l’échelle pour obtenir une description quantitative de l’AP hebdomadaire qu’ils prati-
quaient (Surprenant & Cabot, 2023). À ce moment, 561 personnes des 1 594 participants initiaux
ont fourni l’information demandée. Une régression linéaire a été opérée sur les données de
l’ETA pour apprécier sa valeur prédictive du nombre de minutes d’AP pratiquée. Le résultat est
statistiquement significatif (R2 ajusté = ,04, F (1, 559) = 23,49, p < ,001). Ainsi, l’ETA prédit le
nombre de minutes hebdomadaire d’AP pratiquée chez les participants (b = 63,74 ; p < ,001).
Ensuite, la même analyse prédictive a été opérée à partir de chacune des deux autres échelles
pour jauger les valeurs prédictives relatives des trois dimensions du contrôle comportemental.
On constate que l’échelle Capacité prédit significativement (R2 ajusté = ,05, F (1, 558) = 27,15,
p < ,001) le nombre de minutes d’AP pratiquées neuf mois plus tard (b = 66,88 ; p < ,001) alors
que l’échelle du Locus interne ne prédit pas significativement le comportement (R2 ajusté = ,00,
F (1, 560) = 27,15, p > ,05).

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  146
5. Discussion et limites
Quatre items, inspirés du point de vue des jeunes adultes étudiant au postsecondaire, ont été
formulés pour représenter l’ETA. C’est-à-dire, la tendance à réaliser un comportement d’AP tel
que prévu par soi-même ; la capacité à maintenir le contrôle sur ce comportement planifié
jusqu’à sa concrétisation. Étant donné la présence dans la littérature, d’au moins deux autres
conceptualisations apparentées à la notion de contrôle comportemental, six items ont été adap-
tés pour les représenter en contexte de pratique d’AP par des jeunes adultes et ont été confron-
tés aux quatre items élaborés pour l’ETA dans le but d’en examiner la distinction empirique. Les
résultats permettent de croire que l’ETA, comme conceptualisée ici, est bien distincte des deux
autres notions, mais suffisamment apparentée à celles-ci pour être considérée comme une troi-
sième dimension au concept plus large de contrôle comportemental. Toutefois, des limites res-
treignent la portée de ces résultats.
D’abord, les trois items adaptés pour représenter le Locus interne semblent effectivement expri-
mer que réussir à être actif ne dépend que de soi-même, et ils se distinguent bien des items de
l’ETA. Toutefois, les résultats de leur analyse de cohérence interne étant tout juste acceptables, il
serait prudent de les améliorer avant de vérifier à nouveau leur distinction empirique avec
d’autres échelles. Quant aux items d’autoévaluation de sa capacité à l’égard de l’AP, on remarque
l’inverse : leur cohérence interne est adéquate mais leur distinction de l’ETA est moins claire. Il
faut reconnaitre que la distinction entre se sentir compétent à l’égard de l’AP elle-même et se
sentir compétent à concrétiser l’AP prévue n’est pas simple à rendre claire dans la formulation
des items. Par exemple, des items d’autoefficacité largement utilisés (par exemple, je suis ca-
pable de courir 30 minutes 3 fois par semaine durant le prochain mois) perdent leur unidimen-
sionnalité lorsqu’on prend conscience du concept de tendance à s’activer. En effet, on peut se
savoir capable de courir pendant 30 minutes tout en se sachant peu susceptible de le faire régu-
lièrement même si on le prévoit. Ainsi, bien que les résultats indiquent que ces deux concepts
semblent distincts pour les répondants, leur formulation pourrait être améliorée de façon à les
rendre plus clairement distincts sur le plan empirique. L’étude de leur contribution distinctive au
processus motivation-engagement ne s’en trouverait que plus soutenue.
Cette première démarche d’étude de la notion de capacité à maintenir le contrôle sur un com-
portement planifié jusqu’à sa concrétisation a donc mené à des résultats qui confirment la perti-
nence de l’étudier. Les données expriment que faire un comportement peut être perçu comme
dépendant de soi-même (locus interne) et que l’on peut estimer pouvoir faire correctement un
comportement (compétence perçue durant le comportement). Ces deux perceptions sont diffé-
rentes du fait de percevoir que, lorsque le moment est venu, l’on ait tendance à faire ce compor-
tement prévu (capacité à faire ce qu’on prévoit). Ces trois façons de voir la notion de contrôle
comportemental sont distinctes. Si l’on adopte le point de vue d’Ajzen (2002), on pourrait consi-
dérer qu’il s’agit de trois dimensions contribuant au concept plus large de contrôle comporte-
mental. Plus spécifiquement, concernant l’ETA, la présente étude fournit une première indication
de sa valeur prédictive du comportement, ce qui est une contribution supplémentaire à en justi-
fier la pertinence. Pour contribuer davantage à documenter sa validité externe, sa capacité pré-
dictive du comportement devrait être testée auprès d’autres échantillons. De plus, une pro-
chaine occasion de recherche devrait inclure des mesures de motivation, de contrôle
comportemental et d’engagement comportemental pour parvenir à estimer la place de ces pré-
dicteurs d’engagement, les uns par rapport aux autres, dans le processus qui relie la motivation
jusqu’à la concrétisation du comportement motivé.
6. Conclusion
Cette première exploration de L’ETA devrait être suivie d’autres démarches pour en éprouver le
potentiel. En effet, une confirmation de son pouvoir prédictif sur le comportement d’AP justifie-

Recherches en éducation N° 56 | Novembre 2024  147
rait ensuite que des interventions visant à la stimuler soient élaborées et testées. De plus, la
multitude de contextes éducationnels, autres que l’EPS, dans lesquels des étudiants ont ten-
dance à ne pas faire ce qu’ils avaient prévu, justifie qu’on s’attarde sur cette nouvelle dimension
du contrôle comportemental.
Remerciement
Cette étude a été menée dans le cadre d’une recherche financée par le Programme d’aide à la
recherche sur l’enseignement et l’apprentissage (PAREA) du ministère de l’Enseignement supé-
rieur du Québec (# 11664). De plus, la préparation du présent article a bénéficié d’une contribu-
tion financière du ministère de l’Enseignement supérieur du Québec dans le cadre du Pro-
gramme d’aide à la diffusion des résultats de recherche (PADRRC).
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