Résumé
Introduction et problématique :Les développements les plus récents de la théorie des buts d’accomplissement supposent l’existence de quatre types de buts (Elliot & McGregor, 2001) : les buts de maîtrise-approche (BMA), de performance-approche (BPA), de maîtrise-évitement (BME), et de performance-évitement (BPE). Récemment, Elliot et Murayama (2008) ont souligné un certain nombre de défauts dans les outils de mesure des buts d’accomplissement, dont certains items (a) ne mesurent pas directement une intention ; (b) font référence aux raisons d’adoption des buts et non aux buts eux-mêmes ; (c) peuvent correspondre indifféremment aux concepts de maîtrise et de performance; (d) confrontent les buts les uns contre les autres ; (e) n’assurent pas une comparaison normative équivalente entre les deux types de buts de performance ; (f) décrivent des individus aux caractéristiques extrêmes de "gagnants" ou de "perdants" et (g) sont contaminés par des référence à un contenu affectif. Aussi, Elliot et Murayama ont-ils proposé un nouvel outil en anglais dépassant ces différentes limites. L'objet de la présente étude était dans ce cadre de développer et valider un Questionnaire Français des Buts d’Accomplissement pour le Sport et l’Exercice Physique (QFBASEP). Méthode :A partir d’une procédure de type comité, suivie d'une analyse factorielle confirmatoire préliminaire, une version à douze items a été sélectionnée parmi un ensemble de vingt items adaptés des différents outils de la littérature, en particulier celui proposé par Elliot et Murayama (2008). Les différentes étapes de validation ont consisté à tester (a) sa structure quadri-factorielle (quatre buts) et les consistances internes de cette version à douze items du QFBASEP sur des échantillons de populations dont l’investissement dans le sport ou l’exercice physique est varié, (b) sa stabilité test-retest et (c) sa validité théorique vial'examen de ses relations avec des construits réputés être associés aux buts d’accomplissement.Participants.Trois échantillons distincts ont été retenus, correspondant à des collégiens et lycéens en Education Physique et Sportive (n=255 ; 138 garçons et 116 filles; Mage= 14.8; SDage= 0.96), des étudiants en STAPS (n=270; 173 hommes et 87 femmes; Mage= 21.0 ; SDage= 2.44) et des adultes pratiquant une activité physique de loisir dans une association (n=234 ; 26 hommes et 208 femmes; Mage= 66.0 ; SDage= 11.78).Une partie de chaque échantillon a rempli à nouveau le QFBASEP après un intervalle d’un mois (n=132: 71 étudiants, Mage= 23.3,SDage= 1.61 ; 46 collégiens, Mage= 15.5, SDage= 0.46 ; 15 adultes, Mage= 73.2, SDage= 5.79).Procédure et mesures.Les trois échantillons ont rempli le questionnaire QFBASEP et les questionnaires complémentaires (théories implicites de l’habileté en sport; Sarrazinet al., 1995; compétence sportive perçue; Gillet, Rosnet, & Vallerand, 2008; anxiété cognitive; Martinent, Ferrand, Guillet, & Gautheur, 2010). Résultats :En ce qui concerne la structure factorielle et les consistances internes du QFBASEP, le tableau ci-dessous présente les indices d'ajustement fournis par les modélisations d'équations structurelles en quatre facteurs réalisées sur les données collectées auprès des trois échantillons, ainsi que les coefficients alpha de Cronbach obtenus pour chacune des quatre sous-échelles de buts.Concernant la stabilité de l'outil, les corrélations test-retest à un mois sont apparues positives et significatives (p< .05): BMA (r(132)= .55); BPA (r(132)= .68); BME (r(132)= .38); et BPE (r(132)= .48).Quant à la validité théorique, les deux types de but de maîtrise se sont avérés corréler positivement à la croyance que la compétence sportive est malléable (BMA: r(758)= .48, p< .001; BME: r(758)= .40, p< .001) et à la compétence perçue (BMA: r(758)= .19, p< .001; BME: r(758)= .19, p< .001) et corréler négativement à la croyance que la compétence sportive est fixe (BMA: r(758)= -.27, p< .001; BME: r(758)= -.21, p< .001). Les deux types de but de performance, en revanche, sont apparus corréler positivement à la croyance que la compétence sportive est fixe (BPA: r(758)= .13, p< .001; BPE: r(758)= .10, p< .05) et à l’anxiété cognitive (BPA: r(758)= .27, p< .001; BPE: r(758)= .29, p< .001).Discussion :Les indices d'ajustement et les coefficients alpha de Cronbach obtenus sont satisfaisants et témoignent de la validité de la structure quadri-factorielle (correspondant aux quatre buts d'accomplissement) du QFBASEP. En outre, l'instrument s'est avéré stable et les relations de ses sous-échelles avec des corrélats connus des buts d'accomplissement attestent de sa validité théorique (Elliot & McGregor, 2001). En raison de ces qualités psychométriques,le QFBASEP apparaît donc comme un instrument valide et fiable. Sa relative brièveté en permet une utilisation aisée pour mesurer la motivation d'accomplissement en sport et en exercice physique pour des publics variés.