Numéro
Pédagogie Médicale
Volume 22, Numéro 3, 2021
Page(s) 125 - 138
Section Recherche et perspectives
DOI https://doi.org/10.1051/pmed/2021014
Publié en ligne 11 novembre 2021

© SIFEM, 2021

Introduction

Contexte et problématique

La formation à la communication médecin-patient au cours de la formation initiale est un sujet d’une grande pertinence pour toutes les facultés de médecine de l’espace francophone, qui, en général, accusent un certain retard par rapport à celles influencées par la culture anglo-saxonne [1]. De bonnes compétences communicationnelles (CC) sont essentielles pour les médecins puisqu’elles leur permettent d’améliorer la prise en charge du patient : meilleur diagnostic, observance du traitement et plus grande satisfaction du patient [2,3]. Les médecins ayant de bonnes CC font état d’un niveau de bien-être plus important [47] et d’une plus grande satisfaction dans leur travail [8]. Il a été démontré que ces CC ne s’améliorent pas avec la seule pratique de la médecine et qu’il est dès lors essentiel d’intégrer le développement de ces compétences au sein du programme d’étude en médecine [5,9]. Des auteurs ont montré qu’un entraînement aux compétences communicationnelles (ECC) permet l’amélioration des CC d’étudiants en médecine [10,11].

Toutefois, des études récentes soulèvent un problème de transfert des apprentissages réalisés lors d’ECC vers la pratique clinique [1215]. Parmi différentes raisons évoquées comme étant à l’origine de ce manque de transfert, il semble que les étudiants présentent une série d’attitudes négatives à l’égard des ECC [1619]. Précisons que nous entendons par « attitudes » les évaluations (positives ou négatives) qu’ont des étudiants à l’égard de l’apprentissage de CC. Bien qu’il n’existe pas de consensus concernant sa définition, nous considérerons qu’un comportement de communication en santé est un échange – verbal, non verbal ou paraverbal – entre un professionnel de la santé et d’autres membres du corps médical ainsi qu’entre un professionnel de la santé et un patient ou ses proches. Selon la théorie du comportement planifié, les attitudes sont des prédicteurs indirects considérables de la mise en place d’un comportement [20]. Ainsi, le fait que des recherches indiquent que des étudiants partagent des attitudes négatives envers les ECC, en considérant les CC comme étant des compétences faciles à acquérir voire plus ou moins innées, non scientifiques, qui ne valent pas la peine d’être étudiées en médecine, pose question. Les attitudes négatives des étudiants visent à la fois les CC en tant que telles et les dispositifs d’ECC qui sont organisés en faculté de médecine [16,19]. Ces attitudes négatives sont problématiques puisqu’on sait qu’elles vont influencer la réception des ECC de la part des étudiants [21], le temps qu’ils consacreront à entraîner leurs CC [22] et la manière dont ils utiliseront ensuite les CC face à de vrais patients [23].

Dans le cadre de la création et de l’implantation d’un nouveau dispositif d’ECC dans notre université, nous souhaitions connaître les attitudes préalables de nos étudiants à cet égard. Pour les enseignants en communication en santé, l’intérêt de mesurer les attitudes de leurs étudiants est de prendre connaissance des potentielles barrières et freins à l’efficacité de leur enseignement et de son transfert dans la pratique. Il y a quelques années, un questionnaire a été créé afin de mesurer les attitudes d’étudiants en médecine envers (l’entraînement) des CC : Communication Skills Attitude Scale (CSAS) [24]. Depuis, il a été réutilisé à maintes reprises, dans différents contextes et pays, et traduit et validé dans différentes langues [2542]. Ainsi, le CSAS a été utilisé dans différents pays dans sa version originale (en anglais) : Royaume-Uni [24,26,31], Népal [27], Égypte [32], États-Unis [33], Sri Lanka [34] et Malaisie [35]. Il a également été traduit en plusieurs langues : en turc [29], norvégien [36,43], coréen [37], arabe [38], portugais [44], allemand [39], catalan [28], persan [40], hongrois [41] et finnois [42]. Selon les langues et les pays d’utilisation, la structure des sous-échelles peut changer (par exemple, dans la version norvégienne, il y a trois sous-échelles : apprentissage, importance et respect). Les différences dans le nombre d’items ou d’échelles peuvent être attribuées à la traduction ou à des différences culturelles entre les groupes ayant répondu au questionnaire [28,39]. Aucune traduction ni validation du questionnaire CSAS n’existe en version francophone. Bombeke et al. [18] ont collecté des données sur les attitudes d’étudiants belges néerlandophones envers les CC à l’aide de la CSAS, mais à notre connaissance, aucune donnée n’existe sur des étudiants belges francophones. Le questionnaire a été utilisé une fois en français en 2008 sur une population de 104 étudiants libanais, mais aucune information concernant les propriétés psychométriques du questionnaire traduit n’était présente [45]. Il nous semble donc important de combler cette lacune.

En outre, des liens entre les attitudes, mesurées à l’aide du CSAS, et des variables démographiques ou éducationnelles ont été mis à jour. De manière générale, on retrouve des attitudes plus positives chez les étudiants jeunes [46], qui n’ont pas encore d’expérience clinique [16,47] et de genre féminin [18,26,27,44,46,47]. Des résultats mixtes sont apparus concernant les attitudes des étudiants dont les parents sont médecins [28,46]. Des auteurs ont également indiqué des liens entre attitudes positives et compétences émotionnelles [48]. Enfin, des auteurs concluent que les éducateurs en communication en santé doivent s’intéresser aux liens entre attitudes et variables sociodémographiques présents chez leurs étudiants afin de créer des ECC efficaces [28].

Pour finir, certains auteurs affirment que les scores d’attitudes négatives pourraient présenter une consistance interne moindre [2629] que les scores d’attitudes positives. Dès lors, explorer de manière textuelle les attitudes négatives des étudiants afin de mieux comprendre ce qu’elles englobent pourrait s’avérer une approche complémentaire à l’utilisation du CSAS.

Objectifs

Afin d’offrir un outil valide et fiable aux universités de médecine francophones qui travaillent à la formation initiale de la communication médecin-patient, le principal objectif visé par cet article est de développer une version francophone du CSAS (CSAS-F) et de vérifier que cette version traduite conserve bien les qualités psychométriques de la version princeps. L’objectif secondaire de ce travail est d’examiner, pour la première fois, d’éventuelles corrélations entre scores d’attitudes et variables sociodémographiques et éducationnelles chez des étudiants francophones. Enfin, le troisième objectif de cette étude est d’explorer, par le biais de données textuelles, les attitudes négatives de nos étudiants.

Méthodes

Procédures

Traduction du questionnaire

Après avoir obtenu l’autorisation des auteurs, nous avons procédé à la traduction du questionnaire par la technique de la traduction renversée [49]. Un chercheur francophone a traduit une première fois le questionnaire de l’anglais au français. Ensuite, un chercheur bilingue a traduit cette version traduite en français vers l’anglais, sans l’aide de la version d’origine. Les deux versions en langue anglaise (celle d’origine et celle obtenue par rétro-traduction) ont ensuite été comparées afin de vérifier qu’il n’existait aucune erreur de sens dans la version française. Notre version francophone du questionnaire (CSAS-F) est présentée en annexe I.

Récolte des données

Les étudiants de l’année universitaire 2018–2019 de première, deuxième et troisième années de médecine de l’Université de Namur ont été invités par des annonces locales à répondre à un auto-questionnaire sur base volontaire et non rémunérée. Tous ces étudiants parlent français, sont en année préclinique et n’ont jamais suivi de cours portant sur la communication médecin-patient. Dans le cadre d’une autre récolte de données, les étudiants de troisième année ont été invités à remplir à nouveau ce questionnaire d’attitudes trois mois plus tard afin de pouvoir réaliser une analyse test-retest.

Les différentes catégories de données ont été recueillies respectivement à l’aide d’instruments appropriés : le questionnaire CSAS-F, une question ouverte relative à l’item 19 du CSAS-F, un questionnaire concernant des informations sociodémographiques et un questionnaire mesurant les compétences émotionnelles. L’ensemble était accessible sur le « laboratoire virtuel » (site web du département de psychologie proposant régulièrement différents questionnaires aux étudiants). Avant de remplir les questionnaires, les étudiants étaient invités à lire et à accepter le formulaire de consentement éclairé pour participer librement à cette étude.

Questionnaire d’attitudes envers les compétences communicationnelles (CSAS-F)

Nous avons choisi d’utiliser le questionnaire « Communication Skills Attitudes Scale » (CSAS), car c’est l’outil le plus largement utilisé et validé pour mesurer spécifiquement les attitudes des étudiants en médecine envers les CC [2542]. Le CSAS est un auto-questionnaire composé d’items créés à la suite de groupes de discussion focalisée organisés avec des étudiants en médecine de première année, qui visaient à mieux comprendre leur point de vue sur l’apprentissage des compétences de communication [24]. Ce questionnaire est composé de 26 items cotés sur une échelle de Likert allant de 1 (« pas du tout d’accord ») à 5 points (« tout à fait d’accord »).

Les 26 items sont équitablement répartis afin de mesurer deux types d’attitudes. La première sous-échelle, composée de 13 items (4, 5, 7, 9, 10, 12, 14, 16, 18, 21, 22, 23 et 25) mesure les attitudes positives envers l’apprentissage des CC (item 1 : « Pour être un bon médecin, je dois absolument avoir de bonnes compétences communicationnelles »). Selon Rees et al. [24], la version originale en anglais montre les caractéristiques suivantes : une consistance interne satisfaisante (coefficient α de Cronbach = 0,87) pour cette sous-échelle ainsi qu’une bonne fiabilité test-retest (= 0,65 ; p < 0,001). Notons toutefois que le résultat du test-retest doit être considéré avec prudence, car seules deux semaines séparent les deux temps de mesure. La deuxième sous-échelle de 13 items (1, 2, 3, 6, 8, 11, 13, 15, 17, 19, 20, 24, 26) évalue les attitudes négatives envers l’apprentissage des CC (item 2 : « Je ne vois pas l’intérêt d’apprendre des compétences communicationnelles »). Selon Rees et al. [24], cette sous-échelle montre les caractéristiques suivantes pour la version originale : une consistance interne (coefficient α de Cronbach = 0,81) et une fiabilité test-retest (= 0,77 ; p < 0,001) satisfaisantes ; rappelons toutefois la réserve émise ci-dessus concernant les conditions d’administration de ce test-retest.

Après avoir inversé les scores pour les items 1 et 22, l’addition des scores pour les 13 items de chaque sous-échelle donne deux scores : le score total d’attitudes positives (PAS) et le score total d’attitudes négatives (NAS). Les scores vont de 13 à 65, les scores les plus élevés indiquant des attitudes plus fortes.

Question ouverte relative à l’item 19 du CSAS-F

Les étudiants ayant indiqué des réponses supérieures à 3 à l’item 19 (« je n’ai pas besoin de bonnes compétences communicationnelles pour être médecin ») ont été invités à expliquer leur réponse. Nous avons ajouté cette question ouverte pour mieux comprendre cette attitude négative rapportée par ces étudiants. Cet item a été choisi au sein de la NAS pour sa proximité avec la définition de la sous-échelle. Cet item nous semblait en effet investiguer de façon « englobante » l’ensemble des attitudes négatives reprises dans cette sous-échelle. Bien que nos données prioritaires soient de nature quantitative (en l’occurrence les variables ordinales produites en réponse aux items du CSAS-F), nous avons donc également obtenu quelques données qualitatives de nature textuelle par l’ajout d’une question ouverte au sein du questionnaire. Notre volonté était d’utiliser ces données textuelles pour mieux comprendre les données chiffrées, dans le cadre d’une étude exploratoire. Le poids accordé aux données textuelles et chiffrées n’est pas comparable puisque nous n’avons des données textuelles que pour l’item 19. Notons que bien que notre démarche puisse s’apparenter à un « modèle d’analyse explicatif [50] », notre recherche ne peut être considérée comme « mixte », puisque nous ne respectons pas le premier critère selon lequel il faut combiner au moins une méthode de collecte de données qualitatives et une méthode de collecte de données quantitatives [51]. En effet, nous n’avons utilisé qu’un outil de récolte de données quantitatives : le questionnaire, au sein duquel nous avons intégré une question ouverte afin de compléter nos données chiffrées par quelques données textuelles.

Questionnaire d’informations sociodémographiques

Tout d’abord, des questions sur le genre, l’âge, l’année d’étude, le niveau d’étude (éducation) et le métier des parents, l’expérience clinique ont été posées. Ces variables ont été choisies sur base d’études antérieures évaluant les liens entre le CSAS et les variables sociodémographiques et éducationnelles [28,46]. Ce sont les variables les plus souvent explorées pour leur relation avec les attitudes à l’égard des CC. Nous avons demandé aux étudiants de préciser s’ils avaient déjà eu une « expérience clinique » pouvant, selon la littérature [16,47], influencer leurs attitudes, bien que les trois premières années de médecine sont « précliniques » à l’Université de Namur. En effet, si aucun étudiant n’a effectué un stage clinique « formel » dans le cadre de sa formation, certains étudiants décident d’en faire un sur base volontaire, sur leur temps libre. Afin de les identifier, nous avons demandé aux étudiants de préciser s’ils avaient déjà effectué un stage et si oui, s’il était actif ou passif (d’observation). Nous avons donc obtenu trois groupes (aucune expérience de stage, expérience de stage actif et expérience de stage passif). Pour finir, nous avons ajouté une nouvelle question exploratoire concernant des « expériences avec les soins de santé », car nous souhaitions explorer les liens entre attitudes et expériences personnelles avec le milieu médical. Plus précisément, nous avons demandé aux étudiants s’ils avaient déjà eu une « expérience directe avec les soins de santé » (en tant que patient) et si oui, s’il s’agissait d’une expérience heureuse ou malheureuse. Il en résulte trois groupes : aucune expérience directe des soins de santé en tant que patient, expérience directe heureuse et expérience directe malheureuse. Nous avons ensuite demandé aux étudiants s’ils avaient une « expérience indirecte des soins de santé » (en tant que proche parent d’un patient). Il en résulte à nouveau trois groupes : aucune expérience indirecte des soins de santé en tant qu’aidant proche, expérience indirecte heureuse et expérience indirecte malheureuse.

Questionnaire relatif aux compétences émotionnelles

Dans le but de documenter la validité de construit du CSAS-F, nous avons testé sa validité convergente avec le questionnaire Profile of emotional competence (PCE) validé en français [52]. Il s’agit d’une mesure auto-rapportée des compétences émotionnelles intra-personnelles et inter-personnelles [52]. Ce questionnaire comprend 10 sous-échelles. Cinq sous-échelles mesurent les compétences émotionnelles intra-personnelles : l’identification (par exemple : « Quand quelque chose me touche, je sais immédiatement ce que je ressens »), la compréhension (par exemple : « Je ne comprends pas toujours pourquoi je suis stressé(e) »), l’expression (par exemple : « J’arrive facilement à trouver les mots pour exprimer ce que je ressens »), la régulation (par exemple : « Quand je suis triste, il m’est facile de me remettre de bonne humeur ») et l’utilisation de ses émotions (par exemple : « J’utilise mes émotions pour améliorer mes choix de vie »). Ensuite, cinq sous-échelles mesurent les compétences émotionnelles inter-personnelles : l’identification (par exemple : « J’arrive facilement à savoir ce que les autres ressentent »), la compréhension (par exemple : « J’ai du mal à faire le lien entre les réactions d’une personne et ce qu’elle a vécu »), l’écoute (par exemple : « Les autres me disent que je suis un bon confident »), la régulation (par exemple : « Lorsque je suis face à quelqu’un en colère, je peux facilement le calmer ») et l’utilisation des émotions d’autrui (par exemple : « Je pourrais facilement jouer sur les émotions des autres pour obtenir ce que je veux »). Chaque sous-échelle est constituée de cinq items. Ainsi, au total, ce questionnaire comprend 50 items. La moyenne des 10 sous-échelles permet d’obtenir un score total de compétences émotionnelles. Une bonne validité concurrente, discriminante et une bonne cohérence interne ont été identifiées par les auteurs de ce questionnaire avec des coefficients α de Cronbach allant de 0,60 à 0,83 [52].

Analyse des données

Les données ont été analysées à l’aide du logiciel Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), version 24 d’IBM.

Validation psychométrique

La structure interne du CSAS-F a été calculée à l’aide d’une analyse en composantes principales (ACP) exploratoire, avec rotation Varimax. Afin de déterminer le nombre de composantes à extraire de l’analyse, les valeurs propres (eigenvalue) ont été examinées. Selon le critère de dimensionnalité de Kaiser-Guttman, seules les composantes dont la valeur propre était supérieure à 1 ont été maintenues. La consistance interne a été calculée à l’aide du coefficient α de Cronbach. La fidélité du questionnaire a été mesurée à l’aide de corrélations, via une analyse test-retest, en recourant au calcul du coefficient de corrélation de Pearson.

Afin de tester la validité de construit du questionnaire CSAS-F, nous avons vérifié s’il existait une corrélation entre les attitudes envers l’ECC et des variables supposées corrélées avec elles sur base théorique, à savoir, les compétences émotionnelles. La validité convergente, permettant de vérifier que les concepts (compétences émotionnelles) censés être liés aux attitudes le sont bien, a été testée en recherchant des corrélations à l’aide du coefficient de corrélation de Pearson.

La démarche de notre validation psychométrique est soutenue par des recherches antérieures [24,28,36] ayant eu pour objectif de valider le CSAS en versions anglophone, catalane et norvégienne. Pour le choix de cette validation, nous nous sommes basés sur les recommandations de bonne pratique proposées par Boateng et al. [53].

Comparaison de moyennes avec certaines variables

Les différences de scores moyens d’attitudes en fonction des variables sociodémographiques et éducationnelles ont été examinées à l’aide de tests t pour échantillons indépendants ainsi que des analyses de variance à un facteur (ANOVA). Les conditions d’application ont été au préalable retrouvées : distributions normales, homogénéité des variances des résidus et indépendance des observations. Les différences entre les moyennes ont été considérées comme étant significatives lorsque la valeur de p était inférieure à 0,05.

Exploration des attitudes négatives

Les données textuelles ont été lues par deux chercheurs indépendants afin de réaliser une analyse thématique. Après différentes lectures du matériel, chaque chercheur a codé les données indépendamment. Différentes catégories et sous-catégories ont été trouvées sur base des thèmes les plus fréquemment cités dans les réponses des étudiants. Les chercheurs ont ensuite comparé les catégories émergentes. Seules les catégories présentes sous une forme similaire chez les deux chercheurs ont été sélectionnées.

Résultats

Participants

Notre étude transversale a été menée auprès de 262 étudiants (182 femmes et 80 hommes) de première (41 femmes et 21 hommes), deuxième (22 femmes et 10 hommes) et troisième (119 femmes et 49 hommes) années d’études en médecine, inscrits à l’Université de Namur, en Belgique. L’âge moyen de notre échantillon était de 19,82 ans (S.D. = 1,18). Le taux de participation était de 23,22 % pour les étudiants de première année, 19,51 % pour les étudiants de deuxième année et 55,26 % pour les étudiants de troisième année. Les 168 étudiants de troisième année de médecine ont été invités à répondre une deuxième fois au questionnaire d’attitudes trois mois plus tard dans le cadre d’une autre récolte de données portant sur cet échantillon. Cent-soixante-deux étudiants sur les 168 ont répondu au questionnaire au temps 2.

Validation psychométrique

Structure interne : analyse en composantes principales

La première valeur propre inférieure à 1 est apparue après avoir pris 10 composantes en compte. Le nombre de composantes à extraire de l’analyse a donc été limité à 9. L’interprétation du diagramme d’éboulis – scree plot – (coude de Catell ; voir figure 1) a permis d’identifier une baisse significative après la première composante et une diminution importante (par rapport aux autres) de la deuxième à la troisième composante. Sur la base de cette figure et sur une base théorique [24], nous avons dès lors fixé l’analyse à deux composantes. Le scree plot est une méthode couramment utilisée afin de déterminer le nombre de composantes [54]. Les valeurs propres sont affichées par ordre décroissant, selon une courbe descendante. Le nombre de composantes est alors choisi à l’endroit où la plus forte baisse de valeur propre (« coude ») est observée, signifiant que l’ajout de composantes supplémentaires n’expliquerait pas davantage de variation.

Comme expliqué dans la méthode, une rotation de type Varimax a été appliquée. En effet, bien que les composantes (attitudes négatives et attitudes positives) soient présupposées corrélées entre elles, les résultats ont indiqué une corrélation négative faible entre les deux composantes, de −0,19, ce qui n’a pas suggéré la pertinence de réaliser une analyse de type Oblimin. Afin de faciliter l’identification des poids les plus élevés pour chaque composante, nous avons fixé un seuil de 0,3 en valeur absolue. Le tableau I montre, par taille, les poids de chaque item sur les composantes 1 et 2.

À la lecture de ce tableau I, quatre items problématiques peuvent être identifiés. Premièrement, les items 8 et 4 génèrent des scores assez forts sur les deux composantes. Deuxièmement, les items 13 et 20 génèrent des scores faibles (moins de 0,30) sur les deux composantes, ce qui suggère qu’ils ne sont pas représentatifs du concept mesuré. Les 22 autres items se répartissent bien sur une des deux composantes. Toutefois, la composante n’est pas toujours celle attendue selon le questionnaire initial de Rees et al. [24]. En effet, les items 19 et 26, par exemple, génèrent des scores forts, de manière négative, sur la première composante. Selon les sous-échelles de Rees et al. [24], on s’attendrait plutôt à ce qu’ils chargent fortement, mais de manière positive, sur la deuxième composante. Si l’on observe les valeurs absolues de l’article de validation original du CSAS de Rees et al. [24], on observe des résultats allant dans le même sens. En effet, on observe, par exemple, que leurs items 3 et 24 – censés être repris sous la composante 2 (sous-échelle des attitudes négatives) – chargent en réalité plus sur leur composante 1 (de manière négative). Ces quelques items concernés amènent à se demander dans quelle mesure la composante 2 n’est pas « l’inverse » de la composante 1. Toutefois, les items 15, 22, 17, 3, 11 et 6 reflètent l’existence d’une deuxième composante, différente de la première (ces items ne scorent pas de façon négative sur la première composante). La lecture de ces items permet de comprendre ce que représente cette deuxième composante. Ces items semblent faire surtout référence aux examens, au fait de réussir ses études, à l’enseignement des compétences communicationnelles et à l’idée que cela semble peu convainquant de devoir apprendre cette matière moins « scientifique » pour réussir ses études de médecine. Ainsi, ces items ne semblent plus évaluer l’importance accordée aux CC pour la future profession de médecin (contrairement à la composante 1).

Le pourcentage de variance expliqué par la première composante est de 21,77 % et celui de la deuxième composante est de 7,05 %. Le pourcentage total de variance expliquée est donc de 28,82 %. Ces résultats sont proches de ceux retrouvés par Rees et al. [24]. En effet, si l’on retourne à l’article de validation du questionnaire original CSAS [24], on observe un pourcentage total de variance expliquée de 38,42 % avec une variance expliquée pour la première composante de 31,56 % et 6,86 % de variance supplémentaire expliquée par la deuxième composante.

thumbnail Figure 1

Diagramme d’éboulis − scree plot – (coude de Cattell), excipée de l’analyse en composantes principales des réponses aux items de la version francophone du Communication Skills Attitude Scale.

Tableau I

Matrice des composantes de la version francophone du questionnaire Communication Skills Attitude Scale (après rotation, lors d’une analyse en composantes principales exploratoire, avec rotation Varimax).

Consistance interne

Les coefficients α de Cronbach ont été calculés pour les sous-échelles PAS et NAS en se basant sur les items supposés être repris dans chacune de ces sous-échelles selon l’article de validation initiale du questionnaire CSAS de Rees et al. [24]. Nos résultats indiquent un coefficient α de Cronbach de 0,77 pour la sous-échelle PAS et de 0,62 pour la sous-échelle NAS. Ainsi, comme d’autres auteurs, nous retrouvons une consistance interne plus faible pour la sous-échelle des attitudes négatives, inférieure à 0,70 [2729]. Nous avons cherché à identifier si la suppression des quatre items considérés comme « problématiques » dans l’analyse réalisée ci-dessus permettait d’améliorer la consistance interne. Les résultats indiquent que la suppression de l’item 4 fait descendre le coefficient α de la sous-échelle PAS à 0,74. La suppression de l’item 8 fait descendre le coefficient α de la sous-échelle NAS à 0,58, la suppression de l’item 13 à 0,60 et enfin la suppression de l’item 20 ne modifie pas le coefficient α. Ainsi, ces analyses indiquent que la suppression d’items a tendance à affaiblir la consistance interne plutôt que l’améliorer.

Fiabilité test-retest

Des corrélations ont été recherchées entre les scores relatifs aux réponses des 162 étudiants au questionnaire CSAS-F au temps 1 (septembre 2018) et au temps 2 (décembre 2018). Les coefficients de corrélation de Pearson sont respectivement de r(160) = 0,67 (p ≤ 0,01) pour la PAS et de r(160) = 0,59 (p ≤ 0,01) pour la NAS. Ces corrélations positives significatives accréditent la fiabilité des deux sous-échelles du questionnaire.

Validité convergente

Afin de tester la validité de construit du questionnaire CSAS-F, nous avons vérifié s’il existait une corrélation entre les attitudes envers l’ECC et des variables supposées corrélées avec elles sur base théorique, à savoir, les compétences émotionnelles. Les résultats de ces calculs de corrélations entre PAS, NAS et les différentes compétences émotionnelles sont présentés dans le tableau II.

Comme indiqué dans le tableau, les coefficients de corrélation entre le score total de compétences émotionnelles sont respectivement de r(260) = 0,20, p ≤ 0,01 pour la PAS et de r(260) = −0,27, p ≤ 0,01 pour la NAS. Les deux échelles sont donc corrélées aux compétences émotionnelles de façon significative et dans un sens cohérent avec la littérature, ce qui soutient la validité convergente de ce questionnaire.

Tableau II

Tableau d’intercorrélations entre scores d’attitudes (version francophone du questionnaire Communication Skills Attitude Scale) et de compétences émotionnelles – CE – (version francophone du questionnaire : Profile of Emotional Competence).

Comparaison de moyennes avec certaines variables

Les scores moyens des réponses aux deux sous-échelles d’attitude en fonction des caractéristiques démographiques et éducationnelles sont résumés dans le tableau III.

Tableau III

Liens entre variables sociodémographiques, éducationnelles et scores aux différentes dimensions de la version francophone du Communication Skills Attitude Scale.

Genre

Notre échantillon final se compose de 182 femmes (69,47 %) et de 80 hommes (30,53 %). Des tests t pour échantillons indépendants ont permis d’identifier une différence significative dans les scores d’attitudes selon le genre de l’ensemble des étudiants (années 1, 2 et 3). Les femmes ont obtenu un score plus élevé à la sous-échelle PAS (M = 51,89 ; S.D. = 4,9) que les hommes (M = 49,09 ; S.D. = 5,30). Cette différence de moyenne est significative t(260) = −4,13 [−4,14 ; −1,47] ; p < 0,0001). Les femmes présentent un score de NAS significativement plus faible (M = 28,48 ; S.D. = 4,4) que les hommes (M = 30,36 ; S.D. = 4,57) : t(260) = 3,13 [0,70 ; 3,06] ; p < 0,01).

Année d’étude, niveau d’étude et profession des parents, expériences personnelles (directe, indirecte, de stage)

Dans notre échantillon, nous n’avons constaté aucune différence significative dans les scores d’attitudes selon l’année d’étude de l’étudiant, le niveau d’étude ou la profession des parents, l’expérience directe, indirecte ou de stage.

Exploration des attitudes négatives

Douze étudiants ont indiqué une option de réponse supérieure à 3 à l’item 19. Onze étudiants (4,2 %) ont indiqué « 4 : d’accord » et un (0,4 %) « 5 : tout à fait d’accord ». Huit de ces onze étudiants ont expliqué leur réponse. Nous avons identifié deux thèmes principaux dans leurs explications (voir Tab. IV). La première catégorie principale « valence de l’attitude » se compose de trois sous-thèmes qui s’excluent mutuellement. La première, nommée « attitude neutre », comprend les réponses des étudiants stipulant que le système universitaire leur permet de devenir médecin sans avoir de bonnes CC, mais sans exprimer leur accord ou non avec cela. La deuxième catégorie appelée « attitude positive » comprend les étudiants qui indiquent que le système académique (qui ne met pas l’accent sur l’importance des CC) les amène à confirmer cet item 19, bien qu’ils ne soient pas d’accord avec. Pour eux, il est essentiel d’avoir de bonnes CC pour être un bon médecin. Enfin, la troisième catégorie « attitude négative » comprend les étudiants qui déclarent que, selon eux, il n’est pas nécessaire d’avoir de bonnes CC pour être médecin. Ensuite, une deuxième catégorie principale a été identifiée et nommée « source de l’attitude ». Les étudiants semblent justifier la valence de leur attitude par deux explications. Cette fois, ces deux sous-catégories ne s’excluent pas mutuellement (certains étudiants font référence aux deux sous-catégories dans leur réponse). La première est le « cursus-actuel ». Les attitudes des étudiants sont alors influencées par leur perception de l’importance des CC dans leur programme d’études actuel. La seconde est la « compétence professionnelle-future ». Dans ce cas, les étudiants expliquent que leurs attitudes envers les CC sont influencées par leur perception de l’importance qu’auront ces compétences pour leur futur métier de médecin.

Tableau IV

Grille de codage pour l’analyse des réponses à la question ouverte relative à l’item 19, incluant les catégories émergentes, les sous-catégories, le verbatim et le nombre d’occurrences.

Discussion

Premièrement, nos résultats accréditent dans l’ensemble la structure originale à deux composantes pour la version francophone du CSAS. L’analyse en composantes principales nous a permis d’identifier que ces deux composantes sont faiblement corrélées négativement. La relative indépendance des sous-échelles PAS et NAS indique que les processus qui sous-tendent ces évaluations pourraient être différents. En effet, nos résultats suggèrent que ces dimensions ne sont pas simplement « les deux faces de la même pièce » et il faut dès lors envisager que les attitudes positives et négatives puissent être déterminées par des choses différentes. La consistance interne de la sous-échelle positive (PAS) était bonne (coefficient α supérieur à 0,70), contrairement à la sous-échelle évaluant les attitudes négatives (NAS), pour laquelle le coefficient α était de 0,63. Des coefficients α de Cronbach inférieurs à 0,70 (de 0,55 [27], 0,64 [28] ou encore 0,65 [29]) ont également été trouvés dans d’autres études cherchant à valider le CSAS [2629]. Les valeurs comprises entre 0,60 et 0,69 sont toutefois considérées comme étant acceptables [55]. La suppression d’items amoindrissait davantage les coefficients α ce qui, tout en prenant en compte la saturation des items sur les composantes, nous a poussé à maintenir l’ensemble des items dans ce questionnaire. En outre, les deux échelles ont été corrélées aux compétences émotionnelles dans un sens cohérent avec la littérature. Ainsi, ces résultats soutiennent la validité convergente de ce questionnaire. En outre, le test-retest indique des corrélations significatives soutenant la fidélité du questionnaire CSAS-F. Pour finir, le pourcentage total de variance expliqué par notre questionnaire est de 28,82 %. Il était de 38,42 % dans la version originale, lors de laquelle l’analyse était réalisée sur un échantillon d’une taille presque deux fois supérieure au nôtre (n = 490). Dans l’ensemble, nos résultats concordent donc avec ceux de la version originale et contribuent à la validation du questionnaire CSAS en version francophone.

Deuxièmement, les scores recueillis en lien avec les deux échelles d’attitudes étaient associés au genre de la même manière que dans la version originale. Nous constatons le résultat habituel selon lequel les femmes ont des scores d’attitudes positives plus élevés et des scores d’attitudes négatives plus bas que les hommes [18,26,27,44,46,47]. Cette différence est souvent expliquée dans la littérature comme le résultat d’un processus de socialisation qui encouragerait les hommes et les femmes à intégrer des normes, valeurs et comportements différents selon leur genre, typiquement, l’empathie et l’aide à autrui pour les femmes [56,57]. Notons le résultat encourageant selon lequel, quel que soit le genre, les moyennes des scores pour la dimension PAS sont supérieures aux moyennes des scores pour la dimension NAS.

Troisièmement, l’ajout de questions ouvertes nous a aidés à mieux interpréter les réponses des étudiants, voire à explorer les causes des attitudes négatives de ces derniers. Nous pensions en effet qu’un score élevé en accord avec l’item 19 reflèterait automatiquement l’attitude négative d’un étudiant à l’égard des CC. Pourtant, la première catégorie « valence de l’attitude », qui est ressortie de notre analyse thématique, indique que la réalité pourrait être plus complexe que cela. Bien que ce soit le cas pour certains étudiants, d’autres ont déclaré qu’ils étaient totalement en désaccord avec cette affirmation, mais qu’ils répondaient ainsi car c’est objectivement ce qui se passe dans la réalité : dans leur cursus médical, il est possible de devenir médecin sans avoir pu bénéficier des dispositifs de formation à l’égard de CC. Il est vrai que si les ECC font partie intégrante des programmes des facultés de médecine anglo-saxonnes, néerlandaises et même flamandes, l’enseignement des ECC est encore très incomplet et hétérogène en Wallonie. Comme indiqué dans la section « méthodes », les études visant à valider le CSAS ont stipulé que les différences dans la validation de certains items seraient dues à la traduction ou à des différences culturelles entre les groupes d’étudiants. Dans notre cas, il se peut qu’une différence culturelle dans le manque d’enseignement systématique des CC se reflète dans les attitudes négatives des étudiants. La deuxième catégorie qui ressort de l’analyse des données textuelles et qui indique que le cursus est l’une des sources des attitudes de nos étudiants peut suggérer que la faible présence des ECC dans notre programme d’études médicales envoie implicitement aux étudiants le message selon lequel ces compétences ne sont pas essentielles pour devenir médecin. En effet, le temps et les crédits de cours alloués aux différentes matières font partie de ce que l’on appelle le « curriculum caché » [58], un « ensemble d’influences opérant au niveau de l’organisation et de la culture » (p. 404) [59]. L’autre source de formation des attitudes rapportée par les étudiants est la façon dont ils pensent avoir besoin de ces compétences en tant que futurs médecins. A cet égard, il serait intéressant d’examiner si les nombreuses séries médicales actuelles influencent leurs attitudes envers les compétences requises pour être un « bon médecin ».

Cette étude présente certaines limites méthodologiques. La principale limite est la taille de notre échantillon, composé de 262 étudiants. Cette taille est tout juste acceptable pour la validation d’un questionnaire de 26 items et il est fort probable que les résultats de l’analyse en composantes principales auraient été meilleurs avec un échantillon plus important, comme c’est le cas dans d’autres études ayant validé le CSAS sur des échantillons d’une taille parfois jusqu’à quatre fois supérieure au nôtre.

Ensuite, comme les données sont transversales, nous ne pouvons pas tirer de conclusion sur les différences de scores d’attitude selon les années d’étude. Seule une conception longitudinale pourrait fournir une réponse fiable et contrer un potentiel effet de cohorte. En outre, nos résultats peuvent avoir été biaisés si l’on considère que les attitudes des non-répondants peuvent être quelque peu différentes de celles des répondants. Quoi qu’il en soit, cela est moins préoccupant pour notre objectif principal qui était de valider le questionnaire en version francophone. En outre, il n’y a aucune preuve concernant ce questionnaire indiquant que les répondants auraient des attitudes différentes des non-répondants [26].

Bien que notre choix de recherche de validité convergente soit soutenu par les recommandations récentes de Boateng et al. [53] et en accord avec le paradigme de Churchill [60], de futures recherches seront nécessaires afin de récolter un nouvel échantillon indépendant pour réaliser une analyse factorielle confirmatoire qui évitera tout risque de circularité [61] dans l’interprétation des données et également d’améliorer la consistance interne de la sous-échelle NAS.

En outre, les réponses des étudiants au questionnaire pourraient être influencées par un biais de désirabilité sociale. Toutefois, nous avons pris des précautions pour minimiser ce biais, en leur précisant d’indiquer leur propre opinion sur ces items et en rappelant que la confidentialité de leurs réponses était garantie.

Enfin, en ce qui concerne les données textuelles, elles proviennent de seulement huit étudiants et doivent donc être considérées comme purement exploratoires. Cette première exploration nous permet de conclure à l’intérêt de coupler des données de nature chiffrée et textuelle lorsqu’on s’intéresse aux attitudes.

Conclusions

Dans l’ensemble, notre analyse en composantes principales accrédite une structure en deux composantes du questionnaire CSAS en version francophone. Elle confirme les liens entre attitudes, genre et compétences émotionnelles de l’étudiant, soutenant une validation convergente de ce questionnaire. Un test-retest a également permis de confirmer la fidélité de cet outil. Ainsi, nous invitons les enseignants en communication en santé à utiliser ce CSAS-F afin de pouvoir prendre connaissance des attitudes de leurs étudiants et en faire un outil de discussion dans le cadre de l’entraînement qu’ils proposent. Investiguer de manière longitudinale les attitudes de ses étudiants avant et après un ECC peut également être un moyen intéressant d’évaluer, en tant qu’enseignant, l’effet de ce que nous proposons sur nos étudiants. Pour finir, nos résultats invitent les chercheurs à explorer premièrement, si les scores d’attitudes positives et négatives sont déterminés par des processus différents et, deuxièmement, à examiner l’intérêt de coupler l’utilisation de ce questionnaire à des outils de récolte de données qualitatives.

Contributions

Hélène Givron a participé au recueil et à l’analyse statistique et thématique des données, et à l’écriture du manuscrit. Line Fischer a participé à l’analyse thématique et à l’interprétation des résultats. Martin Desseilles s’est chargé de la procédure d’approbation éthique du projet de recherche, a participé à la conception du protocole de recherche et à la révision du manuscrit.

Approbation éthique

Cette étude a été approuvée par le comité d’éthique local des Cliniques universitaires de l’Université catholique de Louvain (UCLouvain)-Mont-Godinne et a été menée conformément à la déclaration d’Helsinki.

Liens d’intérêts

Aucun auteur ne déclare de conflit d’intérêts en lien avec le contenu de cet article.

Remerciements

Nous remercions Yuliya Salnikova pour sa participation aux analyses statistiques, nos étudiants en médecine d’avoir répondu à notre questionnaire et le professeur Charlotte Rees de nous avoir permis d’utiliser et de traduire le CSAS.

Annexe I Version francophone (CSAS-F) du Communication Skills Attitude Scale (CSAS) pour étudiants en médecine

  1. Pour être un bon médecin, je dois absolument avoir de bonnes compétences communicationnelles*.

  2. Je ne vois pas l’intérêt d’apprendre des compétences communicationnelles.

  3. Personne ne va rater ses études de médecine parce qu’il/elle a de mauvaises compétences communicationnelles.

  4. Développer mes compétences communicationnelles est tout aussi important que de développer mes connaissances de médecine.

  5. L’apprentissage des compétences communicationnelles m’a aidé ou m’aidera à respecter les patients.

  6. Je n’ai pas le temps d’apprendre la communication.

  7. Apprendre les compétences communicationnelles est intéressant.

  8. Je n’ai pas envie de me présenter à des sessions sur les compétences communicationnelles.

  9. L’apprentissage des compétences communicationnelles a aidé ou facilitera mes compétences de travail en équipe.

  10. L’apprentissage de la communication a amélioré ou améliorera ma capacité à communiquer avec les patients.

  11. L’enseignement des compétences communicationnelles présente des évidences puis les complique.

  12. Apprendre les compétences communicationnelles est amusant.

  13. Apprendre les compétences communicationnelles est trop facile.

  14. L’apprentissage des compétences communicationnelles m’a aidé ou m’aidera à respecter mes collègues.

  15. J’ai du mal à faire confiance aux informations sur les compétences communicationnelles qui me sont données par des enseignants non cliniciens.

  16. L’apprentissage des compétences communicationnelles m’a aidé ou m’aidera à reconnaître les droits des patients en matière de confidentialité et de consentement éclairé.

  17. L’enseignement des compétences communicationnelles aurait une meilleure image si cela ressemblait plus à une matière scientifique.

  18. En concourant pour entrer en médecine, je pensais que c’était une très bonne idée d’apprendre des compétences communicationnelles.

  19. Je n’ai pas besoin de bonnes compétences communicationnelles pour être médecin.

  20. J’ai du mal à admettre avoir quelques problèmes en compétences communicationnelles.

  21. Je pense que c’est très utile d’apprendre des compétences communicationnelles pendant les études de médecine.

  22. Ma capacité à réussir mes examens me permettra de réussir mes études de médecine plutôt que ma capacité à communiquer*.

  23. L’apprentissage des compétences communicationnelles est applicable à l’apprentissage de la médecine.

  24. Je trouve difficile de prendre au sérieux l’apprentissage des compétences communicationnelles.

  25. Apprendre des compétences communicationnelles est important parce que ma capacité à communiquer est une compétence utile pour la vie.

  26. Les compétences communicationnelles devraient être laissées aux étudiants en psychologie et non aux étudiants en médecine.

    *Items à retourner.

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Citation de l’article : Givron H, Fischer L, Desseilles M. Validation de la version francophone du questionnaire d’attitudes envers les compétences communicationnelles et leur apprentissage (CSAS) chez des étudiants en médecine belges. Pédagogie Médicale 2021:22;125-138

Liste des tableaux

Tableau I

Matrice des composantes de la version francophone du questionnaire Communication Skills Attitude Scale (après rotation, lors d’une analyse en composantes principales exploratoire, avec rotation Varimax).

Tableau II

Tableau d’intercorrélations entre scores d’attitudes (version francophone du questionnaire Communication Skills Attitude Scale) et de compétences émotionnelles – CE – (version francophone du questionnaire : Profile of Emotional Competence).

Tableau III

Liens entre variables sociodémographiques, éducationnelles et scores aux différentes dimensions de la version francophone du Communication Skills Attitude Scale.

Tableau IV

Grille de codage pour l’analyse des réponses à la question ouverte relative à l’item 19, incluant les catégories émergentes, les sous-catégories, le verbatim et le nombre d’occurrences.

Liste des figures

thumbnail Figure 1

Diagramme d’éboulis − scree plot – (coude de Cattell), excipée de l’analyse en composantes principales des réponses aux items de la version francophone du Communication Skills Attitude Scale.

Dans le texte

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