Abidin (1992), résumé rédigé par Marie-Eve Genest
Le concept d’alliance parentale (Abidin et Brunner, 1995), c’est-à-dire jusqu’à quel point les conjoints forment une équipe pour remplir les diverses fonctions parentales, est mesuré à l’aide de l’inventaire sur l’alliance parentale (Abidin, 1992; Abidin et Brunner, 1995). Cet inventaire composé de 20 énoncés a été traduit par le Centre d’études interdisciplinaires sur le développement de l’enfant et la famille (GREDEF/CEIDEF) en 1997. Les réponses du parent sont fournies sur une échelle de type Likert en 5 points, allant de « fortement en accord (5) » à « fortement en désaccord (1) ». Plus la cote obtenue est élevée, plus le parent a une perception positive de former une équipe avec son partenaire pour remplir les diverses fonctions parentales (Lacharité et Gagnier, 1999).
Diverses conditions doivent être rencontrées pour permettre une alliance parentale saine : chaque parent doit a) s’investir auprès de son enfant ; b) reconnaître et valoriser l’investissement de l’autre parent auprès de son enfant ; c) respecter le jugement de l’autre ; et d) démontrer un désir de communication à l’autre (Wiessman et Cohen, 1985). Par exemple, l’énoncé « Mon conjoint considère que je suis une bonne mère » fait référence au fait que le parent doit reconnaître et valoriser l’investissement de l’autre parent auprès de son enfant. De la même façon, l’énoncé « Discuter de notre enfant avec mon conjoint est une chose que j’apprécie et que je recherche » fait référence au fait que les parents doivent démontrer un désir de communication à l’autre pour permettre une alliance parentale saine.
Fidélité
La version originale de l’instrument présente un coefficient alpha de 0,97, ce qui démontre un niveau élevé de consistance interne (Abidin et Brunner, 1995). La version française présente également une excellente consistance interne avec un alpha de Cronbach de 0,90 pour les mères et de 0,89 pour les pères (de Montigny, 2002).
Validité
Les résultats à l’inventaire sur l’alliance parentale, version originale (PAI), mis en relation avec les résultats au Revised Marital Adjustment Test (RMAT), sont significativement corrélés pour les mères (r = .20, p = .05) et pour les pères (r = .44, p = .001), ce qui tend à confirmer la validité concomitante du PAI (Abidin et Brunner, 1995).
En outre, les résultats obtenus au PAI et au RMAT, lorsque mis en relation avec la sous-échelle de la relation conjugale à l’Indice de Stress Parental (Abidin, 1983), sont significativement corrélés. Des corrélations négatives significatives apparaissent lorsque ces mêmes résultats sont mis en relation avec le score « stress total » de l’Indice de stress parental d’Abidin (1983). Par ailleurs, les résultats obtenus au PAI et au RMAT, mis en relation avec la sous-échelle « capacité de l’enfant à gratifier et renforcer son parent » de l’Indice de stress parental, indiquent une certaine indépendance entre les construits évalués par le PAI et l’ajustement marital du RMAT. En effet, les résultats au PAI sont significativement corrélés avec cette sous-échelle pour les mères et les pères, contrairement au RMAT pour lequel aucune corrélation n’est significative (Abidin et Brunner, 1995). Certains résultats permettent également de considérer que la validité prédictive du PAI pourrait être confirmée. Bref, diverses données préliminaires tendent à confirmer la validité de l’inventaire sur l’alliance parentale dans sa version originale.
Utilisation de l’inventaire sur l’alliance parentale en recherche québécoise
L’inventaire sur l’alliance parentale a permis de relever les facteurs qui déterminent les perceptions d’efficacité parentale en période postnatale immédiate auprès de 160 mères et 160 pères d’un premier enfant (de Montigny, 2002 ; de Montigny, Lahcarité et Amyot, 2006). Les principaux résultats de l’étude permettent de constater que « l’alliance parentale est associée aux perceptions d’efficacité parentale (p<0.001 ; F = 30,97, df = 2,32) de façon telle que le parent qui a une perception très positive de son alliance conjugale (de 4,65 à 5) maintient une perception très positive de son efficacité (X=8,67, e.t.=1,01) » (de Montigny, 2002). La perception d’une alliance conjugale très positive diminue l’importance des événements et des perceptions d’aide et de collaboration et influence peu les perceptions d’efficacité parentale. À l’inverse, les événements critiques de la période postnatale ainsi que les perceptions d’aide et de collaboration influencent les perceptions d’efficacité parentale lorsque la perception de l’alliance conjugale est plutôt faible : « Pour ces parents (N 70), les perceptions d’aide sont associées aux perceptions d’efficacité de façon telle que, lorsque les perceptions d’aide sont faibles (de 1,07 à 3,25), les perceptions d’efficacité chutent (X = 6,5, e.t.=0,91), alors que, lorsque les perceptions d’aide sont élevées (de 3,25 à 5), les perceptions d’efficacité le sont aussi (X = 7,7, e.t.= 1,01) » (de Montigny, 2002).
Références
Abidin, R. (1992). The Determinants of Parenting Behavior. Journal of Clinical Child Psychology, 21(4), 407-412.
Abidin, R. & Brunner J.F. (1995). Development of a Parenting Alliance Inventory. Journal of Clinical Child Psychology, 24(1), 31-40.
de Montigny, F., Lacharité, C. & Amyot, E. (2006). Tornar-se pai: modelo da experiência dos pais em período pós-natal. (Becoming Parents : a Model of Parents’ Experience in the Postnatal Period). Paidéia, 16(3), 25-37.
de Montigny, F. (2002). Perceptions sociales des parents d’un premier enfant : Événements critiques de la période postnatale immédiate, pratiques d’aides des infirmières et efficacité parentale. Thèse doctorale en psychologie. Université du Québec à Trois-Rivières.
Lacharité, C. & Gagnier, J.P. (1999). Q-Sort sur les orientations face à l’aide professionnelle envers les parents. Document interne, GREDEF, UQTR.
Weissman, S. & Cohen, R. S. (1985). The parenting alliance and adolescence. Adolescent Psychiatry, 12, 24-45.
