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# Un goût de lire bien mesuré. Élaboration et mise à l'essai d'une échelle d'attitudes envers la lecture

Dominique Lafontaine

Volume 22, Number 1, 1999

URI: https://id.erudit.org/iderudit/1091270ar

DOI: https://doi.org/10.7202/1091270ar

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Publisher(s)

ADMEE-Canada - Université Laval

ISSN

0823-3993 (print)

2368-2000 (digital)

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Lafontaine, D. (1999). Un goût de lire bien mesuré. Élaboration et mise à l'essai d'une échelle d'attitudes envers la lecture. *Mesure et évaluation en éducation*, 22(1), 21-43. https://doi.org/10.7202/1091270ar

Article abstract

The article shows the results of a research aimed at building and validating a reading attitude scale for an audience of secondary education students. The scale has been tested on a sample of 14-15 years-old students (n = 2861). It appears to be a quite reliable scale, and to measure reading attitudes in a valid way. Moreover, the scale seems to be poorly sensitive to compliance effects and acquiescence, at least in the context of French-speaking Belgian Community.
# Un goût de lire bien mesuré.
## Élaboration et mise à l'essai d'une échelle d'attitudes envers la lecture

Dominique Lafontaine

Service de pédagogie expérimentale
Université de Liège

MOTS-CLÉS: Échelle d'attitudes, lecture, évaluation, validité, fidélité, docimologie

Le présent article expose les résultats d'une recherche consacrée à la mise au point et à la mise à l'épreuve (contrôle des qualités psychométriques) d'une échelle mesurant les attitudes envers la lecture-loisir, destinée à un public d'élèves de l'enseignement secondaire. Testée sur un échantillon de 2 861 élèves de 14-15 ans en Communauté française de Belgique, l'échelle se comporte de façon fidèle et apparaît comme un instrument valide de mesure des attitudes envers la lecture, apparemment peu affecté par la désirabilité sociale et la tendance à acquiescer, du moins dans le contexte de la Communauté française de Belgique.

KEY WORDS: Attitude scale, reading, assessment, validity, reliability

The article shows the results of a research aimed at building and validating a reading attitude scale for an audience of secondary education students. The scale has been tested on a sample of 14-15 years-old students (n = 2861). It appears to be a quite reliable scale, and to measure reading attitudes in a valid way. Moreover, the scale seems to be poorly sensitive to compliance effects and acquiescence, at least in the context of French-speaking Belgian Community.

## Contexte

Les études à large échelle les plus récentes consacrées à la lecture (étude PISA de l'OCDE, 1999, étude PIRLS de l'IEA) tendent à inclure les attitudes envers la lecture dans le concept même de littératie et à en faire, à côté de la compréhension, l'un des objets de l'évaluation. Ainsi, dans le plan d'évaluation de l'étude PIRLS (Progress in international reading literacy study,
2000), on peut lire que «la littératie englobe non seulement la capacité à construire le sens de textes variés, mais aussi la mise en œuvre de comportements et d'attitudes qui soutiennent le développement de la lecture au fil du temps. Ces comportements et ces attitudes contribuent à réaliser pleinement les potentialités de l'individu dans une société “lettrée”»¹ (p. 5, notre traduction). L'évaluation des attitudes envers la lecture se voit ainsi conférer une forme de valeur prédictive. À côté des capacités actuelles de l'élève, mesurées par les tâches de compréhension, l'étude des attitudes fournirait une indication sur ses potentialités de développement futur.

Ces affirmations, malgré leur intérêt pragmatique, sont davantage marquées au sceau du bon sens que le fruit de la recherche théorique. Elles attirent néanmoins l'attention sur le besoin de disposer d'instruments de mesure des attitudes à large échelle, dont la validité et la fidélité soient éprouvées.

## Perspectives théoriques

### Le concept et la mesure des attitudes

Le noyau central du concept d'attitude est son caractère évaluatif. Même s'il n'existe pas de définition unique et universellement acceptée de l'attitude, les auteurs contemporains s'accordent généralement pour reconnaître que cette composante évaluative est ce qui distingue l'attitude d'autres concepts proches (pour une synthèse, voir Fabrigar & Krosnick, 1996; Lafrenaye, 1994). Eagly et Chaiken (1993) définissent ainsi l'attitude comme une «tendance psychologique qui s'exprime en évaluant une entité particulière avec un degré de faveur plus ou moins grand» (cités par Fabrigar et Krosnick, p. 47, notre traduction). Cette attitude-jugement prend appui sur trois sortes d'information ? une information cognitive («croyances» - beliefs), une information émotionnelle («sentiments» - feelings), et une information basée sur le comportement antérieur ou l'intention d'agir («intentions comportementales» - behavioral intentions). Une personne peut ainsi éprouver du plaisir lorsqu'elle lit (sentiments), croire que lire est une façon d'accroître ses connaissances et de s'ouvrir au monde extérieur (croyances) et s'arranger pour avoir des livres à sa disposition – en acheter ou en emprunter (intentions comportementales). Il existe en principe une certaine cohérence ou mise en adéquation entre ces trois composantes, qui sont modérément corrélées (Lafrenaye, 1994, p. 343).
La construction d'échelles de mesure des attitudes doit obéir à certains principes généraux. L'instrument doit être fidèle, valide et homogène; la présence de ces trois caractéristiques doit être mise à l'épreuve en recourant aux analyses statistiques nécessaires (par exemple alpha de Cronbach pour la fidélité et la consistance interne, analyse factorielle pour l'homogénéité, croisement avec d'autres critères pour la validité critérielle). Au-delà de ces principes généraux, un certain nombre de règles ou de conseils doivent être respectés pour minimiser les biais classiques des échelles de mesure des attitudes, tels que la désirabilité sociale, la tendance des sujets (surtout les plus jeunes) à acquiescer à toute proposition, ou encore l'effet de tendance centrale. Enfin, certains choix techniques doivent être posés dont les effets sur les réponses ne sont pas sans conséquences: choix du nombre d'échelons, dénomination verbale ou numérique des échelons, présence d'une modalité «neutre» (sans opinion, indifférent, je ne sais pas...), ou adoption d'une première question filtre avant d'entrer dans l'échelle (avez-vous une opinion sur tel sujet? Si oui, veuillez poursuivre...). Sur plusieurs de ces derniers aspects, les avis des spécialistes sont controversés (pour une synthèse récente, voir Anderson, 1997; Fabrigar & Krosnick, 1996). La plupart des instruments et techniques disponibles comportent en fait de sérieux avantages et de tout aussi sérieux inconvénients ou limites. La prudence et la triangulation des approches sont donc de mise, dans ce domaine plus encore que dans d'autres.

Enfin, malgré toute l'importance reconnue aux attitudes, qui jouent plusieurs fonctions sociales essentielles (des fonctions cognitives de catégorisation, des fonctions expressives ou des fonctions de défense de soi notamment), la question des relations entre attitudes et comportements reste des plus délicates. Le sens commun tend à concevoir que des attitudes positives sont à l'origine d'un comportement positif envers l'objet considéré et inversement. Les enquêtes sociales mesurent régulièrement les attitudes (par exemple envers les minorités, ou les relations hommes-femmes) en tablant implicitement sur le pouvoir prédictif de celles-ci. Les études empiriques menées pour évaluer l'importance des relations entre attitudes et comportements abouissent cependant à des résultats peu convaincants (relations faibles de l'ordre de 0,30 entre l'attitude et le comportement). Plusieurs explications théoriques peuvent être convoquées pour justifier la faiblesse relative de cette liaison. Les modèles de prédiction de la conduite développés par Fishbein et Ajzen (1975), cités par Lafrenaye (1994, p. 401), mettent en évidence l'existence de nombreuses autres variables dans la détermination des comportements (traits de personnalité, situations, croyances, normes, évaluation des
conséquences, etc.). De surcroît, comme le rappellent Fabrigar et Krosnick (1996), à la suite des travaux de Fishbein et Ajzen, il est souvent trompeur de vouloir mettre en relation des attitudes (qui ont un caractère général) avec un comportement unique et par définition singulier. Il serait plus correct de consanguire un *indice comportemental composite*, agrégeant des catégories de comportements. Dans ces conditions, la liaison attitudes-comportements se révèle beaucoup plus solide. Pour les raisons évoquées ci-dessus, inférer de l'attitude aux comportements reste donc un pari risqué; dans le meilleur des cas, la mesure des attitudes fournit une tendance ou une indication sur les comportements associés que des éléments contextuels viendront quasi inévitablement nuancer voire remodeler.

## Les attitudes envers la lecture

Les théoriciens qui ont proposé des modélisations des relations entre attitudes et processus de lecture (Matthewson, 1994; McKenna, 1994) posent qu'il existe une attitude générale, plus ou moins favorable, vis-à-vis de la lecture, transcendant les attitudes ou les sentiments plus spécifiques que l'on peut éprouver par rapport à des genres ou types d'écrits particuliers. Ainsi, le lecteur qui n'aime lire que des ouvrages de science-fiction devrait néanmoins avoir une attitude générale envers la lecture plus positive que celui qui n'aime pas lire du tout.

Au-delà de cette pétition de principe, leurs modèles font intervenir, à côté des attitudes proprement dites, d'autres facteurs ou composantes susceptibles d'influencer l'intention de lire et, en retour, d'être influencés par des expériences de lecture plus ou moins positives. Dans le modèle de Matthewson (1994), l'attitude se décompose en trois sous-composantes : les sentiments (*feelings*), le degré de préparation (*action readiness*) et les croyances (*beliefs*). Deux autres facteurs contribuent à la décision de lire : des incitants externes (écrits à disposition, activités pédagogiques, conseils d'autres personnes) et l'état émotionnel de l'individu. Les attitudes sont elles-mêmes sous l'influence des concepts fondateurs de l'individu (*cornerstone concepts*) : valeurs, buts et concept de soi. McKenna (1994) vise, quant à lui, à construire un modèle qui rende compte du développement à long terme des attitudes. Dans son modèle, en accord avec les théories d'Azjen et Fishbein (1980), les attitudes dépendent de croyances de deux natures différentes : les croyances directement relatives à l'objet (la lecture) et les croyances d'origine normative (quelles sont les attentes des autres relatives à la lecture et vais-je ou non m'y conformer?). Au fil du temps, les attitudes envers la lecture évoluent sous l'influence de trois facteurs principaux : les croyances normatives, les croyances
relatives à la lecture (ce que la lecture va m'apporter) et les expériences de lecture. Ce modèle permet de rendre compte de certaines tendances observées dans des recherches transversales menées de la première à la sixième année du primaire (McKenna, Kear & Ellsworth, 1995) et notamment du fait que la corrélation entre les attitudes et les habiletés en lecture devient plus forte au fil de la scolarité, témoignant d'un impact cumulé d'expériences négatives sur les attitudes des lecteurs faibles.

Notre propos, dans cet article, n'est pas d'explorer en profondeur les modèles du développement des attitudes envers la lecture. Ce détour théorique s'imposait toutefois, car il illustre la complexité des liens entre attitudes, croyances, intention de lire et expériences de lecture, ainsi que l'importance des contextes et interactions sociales dans lesquels ces liens peuvent se construire.

## Objectifs

La présente recherche² poursuit les objectifs suivants :

* construire un instrument de mesure collectif des attitudes envers la lecture-loisir convenant pour les élèves de l'enseignement secondaire;

* en éprouver les qualités psychométriques (fidélité, validité critérielle et de *construct*) sur un échantillon représentatif d'élèves de 14-15 ans en Communauté française de Belgique;

* analyser les résultats obtenus grâce à cette échelle et leurs liens avec les habiletés en lecture des élèves du même échantillon, ainsi qu'avec certaines de leurs caractéristiques (sexe, filière d'enseignement fréquentée, redoublement).

## Méthodes

### Instrument

Avant de construire l'instrument, diverses échelles existantes, principalement anglo-saxonnes, ont été examinées, notamment :

* l'échelle ERAS (Elementary reading attitude survey) de McKenna et Kear, 1990;

* l'échelle RSPS (Reader self-perception scale) de Henck et Melnick, 1995.

* l'échelle MRP (Motivation to read profile) de Gambrell, Palmer, Codling et Mazzoni, 1996.
Comme leurs noms l'indiquent, certaines de ces échelles ne concernent pas directement les attitudes et explorent des concepts reliés ou sous-jacents à celles-ci. Certains items de ces échelles sont bien, cependant, des items d'attitudes (par exemple: *Reading a book is something I like to do* – MRP; *I think reading is a boring/a great way to spend time* – MRP; *I feel comfortable when I read* – RSPS; etc.).

Aucune de ces échelles ne convenait directement à notre propos, pour des raisons diverses: l'échelle ERAS est destinée à un public plus jeune, les échelles MRP et RSPS, même si elles comportent des items d'attitudes, ne sont pas spécifiquement conçues pour mesurer les attitudes. Par ailleurs, nous souhaitions produire un instrument original en français, plutôt que de traduire des items de l'anglais. L'un ou l'autre item de l'échelle élaborée peut se retrouver dans des instruments préexistants, mais l'ensemble constitué est original et présente les spécificités suivantes:

* L'échelle comporte 12 items, formulés à la première personne du singulier, afin d'engager personnellement les individus dans l'expression de leur attitude. Généralement, les échelles d'attitudes comporte davantage d'items, mais l'un de nos objectifs étant de mettre au point un instrument de mesure relativement léger à administrer, le nombre d'items a été volontairement limité.

* L'instrument est une échelle de type Likert, avec quatre échelons (de tout à fait d'accord à pas du tout d'accord), sans position neutre. Les spécialistes (pour une synthèse, voir Anderson, 1997; Fabrigar & Krosnick, 1996) divergent sur la pertinence qu'il y a à inclure une position neutre (sans avis ou indifférent) au sein des échelles d'attitudes et sur les effets que cela peut produire. Certains estiment que la présence d'une modalité neutre permet aux sujets de déguiser leurs véritables attitudes; d'autres estiment que l'absence d'une telle modalité peut accroître le taux d'omissions. Dans le présent cas, on a opté pour une échelle sans position neutre; il nous semblait en effet que peu de sujets de 14-15 ans étaient susceptibles d'avoir une attitude neutre envers un objet – la lecture – aussi investi par l'école et la société. Notre hypothèse était que les attitudes envers la lecture devaient être à cet âge fortement «cristallisées».

* Certains items reflètent des attitudes positives envers la lecture (cinq items), d'autres reflètent des attitudes plutôt négatives (sept items). Une grande attention a été portée à formuler des items reflétant des attitudes peu favorables envers la lecture qui soient néanmoins «acceptables» ou «attractives», en regard de certaines normes (par exemple: *j'ai besoin de*
bouger; je ne peux pas rester assis plus de quelques minutes à lire –
atteinte négative envers la lecture, mais attitude positive en regard d’une
autre norme – bouger, être actif). La recherche d’un équilibre³ relatif entre
les propositions positives et négatives vise à minimiser la tendance
des sujets à acquiescer, quelle que soit la proposition énoncée (Fabrigar
& Krosnick, 1996).

En bref, l'intention principale qui a guidé ce travail est d'élaborer un instrument de mesure des attitudes envers la lecture équilibré, dont les réponses «désirables» ne sautent pas aux yeux et qui, dans son choix d'items, dans sa formulation, soit adapté au public-cible (préadolescents et adolescents); on espère ainsi minimiser les biais et appréhender au mieux les attitudes envers la lecture de ce public, tout en respectant les critères de validité et de fidélité qui s'imposent. Malgré le soin apporté à poursuivre cet objectif, l'instrument repose néanmoins sur les auto-estimations des individus et rien n'assure qu'il reflète fidèlement leurs convictions intimes. C'est pourquoi il convient d'en rappeler les limites, surtout si l'on envisage des utilisations plus personnalisées de cette échelle, dans le cadre d'une classe notamment, où les données fournies par l'échelle gagneront à être confrontées à celles issues d'autres sources.

Procédure

L'échelle d'attitudes envers la lecture a été administrée à un échantillon
représentatif d'élèves de la Communauté française de Belgique fréquentant
la troisième année du secondaire⁴. Elle faisait partie d'un questionnaire à
l'élève comportant une vingtaine de questions et évaluant trois aspects: carac-
téristiques de l'élève (sexe, redoublement, langue parlée à la maison), accès au
livre (nombre de livres à la maison, emprunt de livres en bibliothèque), pra-
tiques de lecture (temps passé habituellement à lire et à d'autres activités).
Plusieurs de ces variables pourront être mises en relation avec les résultats de
l'échelle d'attitudes, afin de tenter de la valider.

Les élèves ont par ailleurs subi une épreuve de compréhension en
lecture comportant 40 items relatifs à des écrits variés (textes narratifs, infor-
matifs, argumentatifs). Dix-huit de ces items étaient issus de l'enquête I.E.A.
*Reading Literacy* de 1991 (Elley, 1994; Lafontaine, 1996). Les 40 items du
test de lecture ont été soumis à une analyse IRT (*item response theory check*)⁵
(Laveault & Grégoire, 1997; Lafontaine & Schillings, 2000a). On dispose
donc d'une mesure solide du rendement en lecture de ces élèves, à mettre en
relation avec leurs attitudes.
## Échantillon

L'échantillon est constitué de 2 861 élèves fréquentant la troisième année de l'enseignement secondaire, issus de 165 classes différentes (deux classes par établissement). La moyenne d'âge est de 14 ans et 9 mois (14 ans et 6 mois en générale et technique; 15 ans et 5 mois en professionnelle). L'échantillon comporte 46,2% de filles et 53,8% de garçons. Ces élèves sont issus des différents réseaux et formes d'enseignement, de manière représentative. La répartition des élèves et des classes par forme d'enseignement figure au tableau 1.

<table><caption>Tableau 1
Répartition des élèves et des classes de l'échantillon par forme d'enseignement</caption><thead><tr><td></td><td>Nombre de classes</td><td>Nombre d'élèves</td><td>%</td></tr></thead><tbody><tr><td>Générale</td><td>80</td><td>1694</td><td>59%</td></tr><tr><td>Technique de transition</td><td>11</td><td>157</td><td>6%</td></tr><tr><td>Technique de qualification</td><td>30</td><td>429</td><td>15%</td></tr><tr><td>Professionnelle</td><td>44</td><td>581</td><td>20%</td></tr><tr><td>Total</td><td>165</td><td>2861</td><td>100%</td></tr></tbody></table>

## Analyses

Sur le plan psychométrique :

* La fidélité et la cohérence interne de l'échelle ont été contrôlées en calculant l'alpha de Cronbach et en appliquant une analyse factorielle en composantes principales avec rotation Varimax.

* La validité critérielle a été estimée en calculant les corrélations entre les résultats de l'échelle et le rendement au test de lecture, la validité de construct en estimant, par analyse de variance, les relations entre le score d'attitudes et d'autres variables relatives à l'accès au livre, aux pratiques et aux habitudes de lecture. On peut en effet faire l'hypothèse que les élèves affichant des attitudes plus positives envers la lecture devraient disposer de plus de livres à la maison, lire davantage ou emprunter plus régulièrement des livres à la bibliothèque.
Sur le plan du contenu :

* Calcul des fréquences par item et extraction d'un score factorisé pour l'échelle.

* Analyses de variance pour tester l'hypothèse d'une relation significative entre les caractéristiques de l'élève (sexe, redoublement, filière d'enseignement fréquentée) et le caractère plus ou moins positif de ses attitudes. Les résultats de recherches antérieures (Baudelot, Cartier & Detrez, 1998; McKenna et al., 1995) conduisent à faire l'hypothèse que les attitudes seront plus positives chez les filles que chez les garçons. Par ailleurs, on peut faire l'hypothèse que les attitudes de lecture seront moins favorables dans l'enseignement professionnel que dans l'enseignement général et technique, ainsi que chez les élèves qui ont subi un redoublement au cours de leur scolarité primaire ou secondaire.

# Résultats

## Sur le plan psychométrique

### Fidélité et cohérence interne

L'alpha de Cronbach est de 0,88, ce qui constitue une valeur largement satisfaisante pour un instrument de cette nature, d'autant qu'il comporte relativement peu d'items⁶. On a également calculé l'indice de l'alpha en cas d'élimination de tel ou tel item (alpha if item deleted). Les valeurs de ces indices sont très proches pour tous les items, oscillant entre 0,859 et 0,878; l'élimination de tel ou tel des items de l'échelle n'accroîtrait pas la consistance interne de l'échelle.

L'analyse factorielle en composantes principales avec rotation varimax extrait deux facteurs, expliquant 53,9% de variance au total. Le premier facteur explique à lui seul 45,2% de variance, et le second, dont la valeur propre dépasse à peine le seuil de 1 (1,04), n'explique que 8,7% de variance. La présence d'un premier facteur expliquant 45,2% de variance confirme la bonne cohérence interne de l'échelle. Le premier facteur sature fortement les items exprimant des attitudes négatives envers la lecture, sauf un (*je peux facilitement rester un mois sans lire*), tandis que le second sature fortement les items exprimant des attitudes positives. Au premier facteur correspond plutôt une conception utilitaire de la lecture (la lecture comme devoir), au second une conception de la lecture comme loisir.
<table><caption>Tableau 2
Analyse factorielle en composantes principales
(deux facteurs), après rotation varimax</caption><thead><tr><th>Degré de saturation</th><th>Facteur 1</th><th>Facteur 2</th></tr></thead><tbody><tr><td>Je ne lis que si je suis obligé(e) de le faire.</td><td>0,68</td><td>0,32</td></tr><tr><td>La lecture est un de mes passe-temps favoris.</td><td>0,49</td><td>0,66</td></tr><tr><td>J'aime parler de mes lectures avec d'autres.</td><td>0,08</td><td>0,73</td></tr><tr><td>Je trouve difficile de lire un livre en entier.</td><td>0,71</td><td>0,06</td></tr><tr><td>Je suis content(e) si je reçois un livre comme cadeau.</td><td>0,32</td><td>0,62</td></tr><tr><td>Pour moi, lire est une perte de temps.</td><td>0,68</td><td>0,37</td></tr><tr><td>Je peux facilement rester un mois sans lire.</td><td>0,44</td><td>0,54</td></tr><tr><td>J'aime aller dans une librairie ou une bibliothèque.</td><td>0,27</td><td>0,63</td></tr><tr><td>Pourquoi lire alors que je peux regarder la TV?</td><td>0,55</td><td>0,37</td></tr><tr><td>Je lis seulement pour obtenir l'information dont j'ai besoin.</td><td>0,73</td><td>0,23</td></tr><tr><td>J'ai besoin de bouger: je ne peux pas rester assis à lire plus de quelques minutes.</td><td>0,72</td><td>0,27</td></tr><tr><td>Si je n'ai rien à lire, je me sens un peu perdu(e).</td><td>0,18</td><td>0,70</td></tr><tr><td>Pourcentage de variance expliquée</td><td>45,20%</td><td>8,70%</td></tr></tbody></table>

Étant donné le peu de variance expliquée par le deuxième facteur, sa faible valeur propre et la difficulté à interpréter de façon pertinente ces deux facteurs, l'analyse factorielle a été recommencée en forçant l'extraction d'un seul facteur. Les résultats de cette analyse figurent dans le tableau 3.
<table><caption>Tableau 3
Analyse factorielle en composantes principales
(un seul facteur)</caption><thead><tr><th></th><th>Degré de saturation</th></tr></thead><tbody><tr><td>Je ne lis que si je suis obligé(e) de le faire.</td><td>0,72</td></tr><tr><td>La lecture est un de mes passe-temps favoris.</td><td>0,80</td></tr><tr><td>J'aime parler de mes lectures avec d'autres.</td><td>0,55</td></tr><tr><td>Je trouve difficile de lire un livre en entier.</td><td>0,56</td></tr><tr><td>Je suis content(e) si je reçois un livre comme cadeau.</td><td>0,65</td></tr><tr><td>Pour moi, lire est une perte de temps.</td><td>0,75</td></tr><tr><td>Je peux facilement rester un mois sans lire.</td><td>0,69</td></tr><tr><td>J'aime aller dans une librairie ou une bibliothèque.</td><td>0,65</td></tr><tr><td>Pourquoi lire alors que je peux regarder la TV?</td><td>0,69</td></tr><tr><td>Je lis seulement pour obtenir l'information dont j'ai besoin.</td><td>0,72</td></tr><tr><td>J'ai besoin de bouger: je ne peux pas rester assis à lire plus de quelques minutes.</td><td>0,60</td></tr><tr><td>Si je n'ai rien à lire, je me sens un peu perdu(e).</td><td>0,63</td></tr></tbody></table>

Tous les items saturent fortement, à plus de 0,55, le facteur unique, ce qui confirme l'homogénéité de l'échelle. Les saturations les plus fortes sont obtenues pour les items «La lecture est un de mes passe-temps favoris», «Pour moi, lire est une perte de temps», «Je ne lis que si je suis obligé(e) de le faire», «Je lis seulement pour obtenir les informations dont j'ai besoin».

## Validité

Un score factorisé par élève a été extrait de l'analyse factorielle (moyenne = 0; écart type = 1; minimum = -2,46; maximum = 2,27). Celui-ci a ensuite été mis en relation avec le score au test de lecture et d'autres variables.

La corrélation entre le score factorisé d'attitudes et le score au test de lecture est de 0.29 (seuil de signification de p < .0001 pour n = 2346 sujets). Cette corrélation est significative, même si son ampleur est limitée. Il faut à cet égard tenir compte du fait que le test de lecture administré avait pour objectif de mesurer si tous les élèves possèdent les compétences en lecture attendues à la fin du premier degré; il s'agit donc d'un test relativement facile et peu discriminant. Dans d'autres circonstances, la corrélation pourrait se révéler plus élevée. L'échelle semble donc posséder une validité critérielle satisfaisante.
Le score factorisé d'attitudes a ensuite été mis en relation avec d'autres variables relatives à la lecture: nombre de livres à la maison, emprunt de livres à une bibliothèque publique ou à la bibliothèque de l'école, fréquence des lectures pour le plaisir pendant le week-end, temps consacré pendant la semaine après l'école à regarder la télévision ou des vidéos, à jouer à des jeux sur ordinateur ou console, à lire un livre pour le plaisir. Les résultats des analyses de variance et des corrélations figurent aux tableaux 4 à 7.

<table><caption>Tableau 4
Relation entre le score factorisé * d'attitudes et le nombre de livres à la maison</caption><thead><tr><th></th><th>N</th><th>Moyenne</th><th>F</th><th>Seuil de signification</th></tr></thead><tbody><tr><td>De 0 à 10 livres</td><td>223</td><td>-0,720</td><td>56,748</td><td>0,0001</td></tr><tr><td>De 11 à 25 livres</td><td>358</td><td>-0,247</td><td></td><td></td></tr><tr><td>De 26 à 100 livres</td><td>690</td><td>-2,200</td><td></td><td></td></tr><tr><td>De 101 à 200 livres</td><td>471</td><td>0,132</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Plus de 200 livres</td><td>684</td><td>0,300</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

<table><caption>Tableau 5
Relation entre le score factorisé d'attitudes et la fréquentation de la bibliothèque</caption><thead><tr><th></th><th>N</th><th>Moyenne</th><th>F</th><th>Seuil de signification</th></tr></thead><tbody><tr><td>Jamais ou presque jamais</td><td>1382</td><td>-0,33</td><td>247,696</td><td>0,0001</td></tr><tr><td>Environ une fois par mois</td><td>836</td><td>0,32</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Environ une fois par semaine</td><td>214</td><td>0,90</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

<table><caption>Tableau 6
Relation entre le score factorisé d'attitudes et la fréquence des lectures pour le plaisir pendant le week-end</caption><thead><tr><th></th><th>N</th><th>Moyenne</th><th>F</th><th>Seuil de signification</th></tr></thead><tbody><tr><td>Je ne lis pas pour mon plaisir</td><td>443</td><td>-1,14</td><td>552,092</td><td>0,0001</td></tr><tr><td>30 minutes ou moins</td><td>583</td><td>-0,32</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Plus de 30 minutes, mais moins d'une heure</td><td>581</td><td>0,11</td><td></td><td></td></tr><tr><td>1 à 2 heures</td><td>589</td><td>0,62</td><td></td><td></td></tr><tr><td>Plus de 2 heures</td><td>231</td><td>1,11</td><td></td><td></td></tr></tbody></table>

<footnote>* Plus le score est positif, plus il reflète des attitudes positives envers la lecture.</footnote>
<table><caption>Tableau 7

Corrélations entre le score factorisé d'attitudes et le nombre de livres à la maison, la fréquence des lectures pour le plaisir pendant le week-end, ainsi que la fréquence à laquelle sont pratiquées différentes activités pendant la semaine après l'école</caption><thead><tr><th></th><th>Score factorisé</th></tr></thead><tbody><tr><td>Âge</td><td>-0,162**</td></tr><tr><td>Nombre de livres à la maison</td><td>0,282**</td></tr><tr><td>Temps consacré à la lecture</td><td>0,684**</td></tr><tr><td>Temps consacré à regarder la TV après l'école</td><td>-0,183**</td></tr><tr><td>Temps consacré à jouer avec des jeux sur ordinateur ou sur console</td><td>-0,200**</td></tr><tr><td>Temps consacré à jouer ou parler avec des amis en dehors de l'école</td><td>-0,166**</td></tr><tr><td>Temps consacré à aider les parents à la maison (nettoyer, faire la vaisselle, etc.)</td><td>0,098**</td></tr><tr><td>Temps consacré à faire du sport</td><td>-0,050*</td></tr><tr><td>Temps consacré à lire un livre pour le plaisir</td><td>0,652**</td></tr><tr><td>Temps consacré à étudier des leçons ou faire des devoirs</td><td>0,236**</td></tr><tr><td>Temps consacré à écouter de la musique</td><td>-0,060**</td></tr></tbody></table>

Les analyses de variance et les calculs de corrélations aboutissent toutes à des résultats statistiquement très significatifs (à au moins $p < .01$, sauf pour la pratique du sport et de la musique). On peut voir là un signe positif de la validité de *construct* de l'échelle. Ainsi, les élèves qui ont accès à davantage de livres à la maison ont développé des attitudes plus positives envers la lecture. Il en va de même pour ceux qui fréquentent régulièrement la bibliothèque et pour ceux qui lisent davantage pendant le week-end. Les attitudes sont également plus favorables chez les adolescents et les adolescentes qui lisent (corrélation de 0,65) et étudient davantage pendant la semaine (corrélation de 0,24), et, de façon peu surprenante, moins favorables chez ceux qui regardent beaucoup la télévision (-0,18), jouent beaucoup à des jeux sur ordinateur ou console (-0,20) ou sortent avec des amis (-0,17). Comme l'affirment McKenna *et al.* (1995), les attitudes envers la lecture évoluent dans un contexte de concurrence entre différentes activités de loisir. Rien d'étonnant, dès lors, à ce que la pratique intensive d'activités «concurrentes» à la lecture aille de pair avec des attitudes moins positives envers la lecture. Selon eux, ceci expliquerait notamment pourquoi les attitudes envers la lecture se

<footnote>** Corrélation significative à ,01</footnote>

<footnote>* Corrélation significative à ,05</footnote>
détériorent à mesure que les enfants grandissent et que le choix d'activités, et donc la concurrence, s'élargissent. «Au fur et à mesure que les enfants mûrissent et que de plus en plus de possibilités de loisirs concurrentes à la lecture s'offrent à eux, les attitudes positives envers la lecture vont en moyenne se détériorer» (p. 941, notre traduction).

## Sur le plan du contenu

<table><caption>Tableau 8
Pourcentages de réponses observés à l'échelle d'attitudes envers la lecture</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="4">3<sup>e</sup> générale, 3<sup>e</sup> technique et 3<sup>e</sup> professionnelle<br>(n = 2 609 sujets)</th></tr><tr><th>Tout à fait<br>d'accord</th><th>D'accord<br>d'accord</th><th>Pas<br>d'accord</th><th>Pas du tout<br>d'accord</th></tr></thead><tbody><tr><td>Je ne lis que si je suis obligé(e)<br>de le faire.</td><td>10,0%</td><td>17,3%</td><td>43,0%</td><td>29,7%</td></tr><tr><td>La lecture est un de mes passe-temps favoris.</td><td>11,8%</td><td>29,4%</td><td>35,8%</td><td>23,0%</td></tr><tr><td>J'aime parler de mes lectures avec d'autres.</td><td>7,4%</td><td>32,5%</td><td>35,2%</td><td>24,9%</td></tr><tr><td>Je trouve difficile de lire un livre en entier.</td><td>8,9%</td><td>20,9%</td><td>40,1%</td><td>30,0%</td></tr><tr><td>Je suis content(e) si je reçois un livre<br>comme cadeau.</td><td>14,9%</td><td>42,9%</td><td>24,0%</td><td>18,2%</td></tr><tr><td>Pour moi, lire est une perte de temps.</td><td>6,0%</td><td>9,6%</td><td>39,2%</td><td>45,1%</td></tr><tr><td>Je peux facilement rester un mois sans lire.</td><td>32,0%</td><td>30,4%</td><td>25,9%</td><td>11,7%</td></tr><tr><td>J'aime aller dans une librairie<br>ou une bibliothèque.</td><td>22,0%</td><td>42,0%</td><td>23,1%</td><td>12,9%</td></tr><tr><td>Pourquoi lire alors que je peux regarder<br>la TV?</td><td>19,0%</td><td>29,5%</td><td>38,5%</td><td>13,0%</td></tr><tr><td>Je lis seulement pour obtenir<br>l'information dont j'ai besoin.</td><td>15,8%</td><td>24,8%</td><td>40,0%</td><td>19,4%</td></tr><tr><td>J'ai besoin de bouger : je ne peux pas<br>rester assis à lire plus de quelques minutes.</td><td>19,2%</td><td>18,8%</td><td>40,6%</td><td>21,4%</td></tr><tr><td>Si je n'ai rien à lire,<br>je me sens un peu perdu(e).</td><td>4,5%</td><td>13,4%</td><td>40,8%</td><td>41,2%</td></tr></tbody></table>
Les attitudes exprimées par les adolescents de 14-15 ans sont dans l'ensemble assez mitigées (la moitié plutôt favorables, l'autre moitié plutôt défavorables à la lecture). Nous ne disposons hélas pas de données comparables pour des élèves plus jeunes en Communauté française de Belgique, mais les tendances observées semblent aller dans le sens de ce que d'autres études ont montré (McKenna, *et al.*, 1995): en début de scolarité primaire, les attitudes envers la lecture sont très positives et se dégradent de manière régulière au fur et à mesure que l'on s'élève dans la scolarité. À mi-parcours du secondaire, des attitudes tièdes envers la lecture n'étonnent donc guère.

De manière intéressante, on constate que les élèves se démarquent nettement de la proposition la plus générale «pour moi, lire est une perte de temps» (environ 85% de désaccords). En revanche, ils sont plus de 60% à oser affirmer qu'ils peuvent facilement rester un mois sans lire – un délai insupportable pour tout lecteur qui se respecte! – et bien peu nombreux (environ 18%) à se sentir désemparés s'ils n'ont pas de quoi lire. Pour près de 60% d'entre eux, la lecture n'est pas un de leurs passe-temps favoris. Ce dernier résultat rejoint le constat qu'établissent Baudelot, Cartier et Detrez (1998) au terme de leur enquête longitudinale sur la lecture au collège et au lycée en France: «La lecture de livres occupe aujourd'hui une place modeste parmi les loisirs des adolescents. Elle ne constitue l'activité préférée d'aucune catégorie d'élèves, même de celles où se recrutent les grands lecteurs, les filles, les bons élèves et les élèves à fort capital culturel (p. 55).» Dans notre étude, la lecture n'est pas rejetée en tant que telle – environ 50% des élèves sont contents de recevoir un livre comme cadeau, plus de 60% disent aimer aller dans une bibliothèque ou dans une librairie –, mais elle n'occupe pas une place de choix parmi leurs activités. Ainsi, environ la moitié des élèves ne voient pas «pourquoi lire, alors qu'ils peuvent regarder la télévision». Pour près de 40% des élèves, la lecture est revêtue d'une fonction utilitaire («je ne lis que pour obtenir l'information dont j'ai besoin»); c'est aussi, pour près d'un tiers des élèves, une activité qu'ils n'effectuent que sous la contrainte («je ne lis que si je suis obligé de le faire»). La lecture d'un livre entier apparaît aussi à pas mal d'élèves comme «difficile».

Le tableau qui se dégage de cette échelle et l'ampleur des pourcentages obtenus à certains items reflétant des attitudes négatives envers la lecture donnent à penser que les effets de désirabilité sociale ont sans doute été en grande partie contenus grâce à la formulation des items de l'échelle et au respect d'un équilibre entre propositions positives et négatives.
<table><caption>Tableau 9
Pourcentages de réponses observés à l'échelle d'attitudes envers la lecture en fonction de la filière fréquentée</caption><thead><tr><th rowspan="2"></th><th colspan="4">3<sup>e</sup> générale et technique (n = 1993 sujets)</th><th colspan="4">3<sup>e</sup> professionnelle (n = 441 sujets)</th></tr><tr><th>Tout à fait d'accord</th><th>D'accord</th><th>Pas d'accord</th><th>Pas du tout d'accord</th><th>Tout à fait d'accord</th><th>D'accord</th><th>Pas d'accord</th><th>Pas du tout d'accord</th></tr></thead><tbody><tr><td>Je ne lis que si je suis obligé(e) de le faire.</td><td>8,6%</td><td>15,4%</td><td>44,1%</td><td>31,9%</td><td>16,0%</td><td>25,6%</td><td>38,7%</td><td>19,7%</td></tr><tr><td>La lecture est un de mes passe-temps favoris.</td><td>12,8%</td><td>31,1%</td><td>35,7%</td><td>20,4%</td><td>7,5%</td><td>21,8%</td><td>35,8%</td><td>34,9%</td></tr><tr><td>J'aime parler de mes lectures avec d'autres.</td><td>7,4%</td><td>35,6%</td><td>35,0%</td><td>22,0%</td><td>7,2%</td><td>19,1%</td><td>35,9%</td><td>37,8%</td></tr><tr><td>Je trouve difficile de lire un livre en entier.</td><td>7,2%</td><td>18,7%</td><td>42,1%</td><td>32,0%</td><td>16,4%</td><td>30,1%</td><td>32,3%</td><td>21,2%</td></tr><tr><td>Je suis content(e) si je reçois un livre comme cadeau.</td><td>14,6%</td><td>44,7%</td><td>23,7%</td><td>17,0%</td><td>16,0%</td><td>35,6%</td><td>24,8%</td><td>23,6%</td></tr><tr><td>Pour moi, lire est une perte de temps.</td><td>4,7%</td><td>8,2%</td><td>38,8%</td><td>48,4%</td><td>11,7%</td><td>16,3%</td><td>41,3%</td><td>30,8%</td></tr><tr><td>Je peux facilement rester un mois sans lire.</td><td>30,0%</td><td>30,6%</td><td>27,5%</td><td>11,9%</td><td>40,8%</td><td>29,3%</td><td>18,7%</td><td>11,2%</td></tr><tr><td>J'aime aller dans une librairie ou une bibliothèque.</td><td>23,1%</td><td>44,8%</td><td>21,5%</td><td>10,6%</td><td>17,8%</td><td>29,8%</td><td>29,8%</td><td>22,6%</td></tr><tr><td>Pourquoi lire alors que je peux regarder la TV?</td><td>15,9%</td><td>29,1%</td><td>41,4%</td><td>13,6%</td><td>32,5%</td><td>30,9%</td><td>25,9%</td><td>10,7%</td></tr><tr><td>Je lis seulement pour obtenir l'information dont j'ai besoin.</td><td>11,9%</td><td>22,5%</td><td>43,9%</td><td>21,7%</td><td>31,9%</td><td>35,3%</td><td>23,5%</td><td>9,4%</td></tr><tr><td>J'ai besoin de bouger : je ne peux pas rester assis à lire plus de quelques minutes.</td><td>16,9%</td><td>17,4%</td><td>42,3%</td><td>23,5%</td><td>29,6%</td><td>24,9%</td><td>33,6%</td><td>11,9%</td></tr><tr><td>Si je n'ai rien à lire, je me sens un peu perdu(e).</td><td>4,2%</td><td>14,9%</td><td>42,8%</td><td>38,1%</td><td>5,8%</td><td>7,0%</td><td>32,2%</td><td>55,0%</td></tr></tbody></table>
## Résultats par filière d'enseignement

Dans le tableau 9, les résultats sont présentés de façon distincte pour les deux formes d'enseignement principales, générale et technique d'une part, professionnelle d'autre part. L'analyse de variance fait apparaître une différence statistiquement significative (à p < .0001) entre ces deux filières de formation. Sans surprise, les élèves qui fréquentent une troisième professionnelle ont des attitudes moins positives envers la lecture que les élèves fréquentant une troisième générale ou technique : l'écart entre les deux groupes représente 0,57 fraction d'écart type.

Dans l'enseignement général/technique, dans l'ensemble, les attitudes plutôt positives envers la lecture l'emportent légèrement sur les attitudes plutôt négatives (environ 60% d'attitudes positives, si l'on globalise les accords/ désaccords légers et marqués). Dans le professionnel, la balance est exactement inverse : 41% d'attitudes plutôt positives, et 59% d'attitudes plutôt négatives. Cette différence d'attitude entre les filières ne surprend pas. La différence de performances au test de lecture est également très significative (Lafontaine & Schillings, 2000a). De surcroît, la filière professionnelle en Communauté française de Belgique est fréquentée par une proportion importante d'élèves en retard scolaire, issus pour la plupart de milieux socio-culturellement peu favorisés, et on y trouve une majorité de garçons, dont les attitudes sont en général moins favorables à la lecture (voir page suivante).
## Résultats selon le sexe

L'analyse de la variance montre que le score factorisé d'attitudes est significativement plus élevé (à p < .0001) chez les filles que chez les garçons. Le score est de -0,24 chez les garçons, de 0,28 chez les filles, la différence est légèrement supérieure à un demi écart type (0,52)⁷. Il en va de même pour les chi carrés effectués pour chacun des items de l'échelle: sur tous ceux-ci, les filles posent des choix différents des garçons, plus favorables à la lecture. L'hypothèse posée est donc largement confirmée. Dans leur ouvrage récent *Et pourtant ils lisent...*, Baudelot, Cartier et Detrez (1998) aboutissent à un constat similaire en ce qui concerne les pratiques de lecture: les filles lisent davantage que les garçons et lisent des genres d'écrit différents. Et plus on progresse dans la scolarité (entre 15 et 19 ans), plus les écarts s'accentuent.

## Résultats selon l'âge et le redoublement

La corrélation entre l'âge et le score factorisé est négative (-0,16, significative à p < .001). Les élèves les plus âgés – qui sont aussi les plus faibles en lecture – ont des attitudes moins favorables envers la lecture. L'analyse de la variance montre aussi l'existence d'un lien significatif (à p < .0001) entre le score factorisé et le fait d'avoir redoublé dans le primaire ou dans le secondaire; les attitudes sont moins favorables chez les élèves qui ont vécu un redoublement. Un écart de 0,38 fraction d'écart type sépare les élèves qui ont redoublé de ceux qui n'ont pas redoublé dans le primaire; cet écart est de 0,25 fraction d'écart type entre les élèves qui ont redoublé et ceux qui n'ont pas redoublé dans le secondaire. Il en va d'ailleurs de même pour les performances au test de lecture: un écart type sépare les élèves à l'heure des élèves qui ont redoublé un an au cours de leur scolarité primaire et un tiers d'écart type sépare les élèves à l'heure des élèves qui ont redoublé un an au cours de leur scolarité secondaire (Lafontaine & Schillings, 2000a).
<table><caption>Tableau 10
Pourcentages de réponses observés à l'échelle d'attitudes envers la lecture en fonction du sexe</caption><thead><tr><th></th><th></th><th>Tout<br>à fait<br>d'accord</th><th>D'accord</th><th>Pas<br>d'accord</th><th>Pas du<br>tout<br>d'accord</th><th>Seuil de<br>signifi-<br>cation</th></tr></thead><tbody><tr><td rowspan="2">Je ne lis que si je suis<br>obligé(e) de le faire.</td><td>G</td><td>12,5%</td><td>20,2%</td><td>44,4%</td><td>22,9%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>7,3%</td><td>15,4%</td><td>41,2%</td><td>36,2%</td></tr><tr><td rowspan="2">La lecture est un de mes<br>passe-temps favoris.</td><td>G</td><td>7,0%</td><td>23,5%</td><td>42,4%</td><td>27,1%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>18,1%</td><td>34,8%</td><td>27,6%</td><td>19,5%</td></tr><tr><td rowspan="2">J'aime parler de mes<br>lectures avec d'autres.</td><td>G</td><td>6,3%</td><td>25,5%</td><td>38,5%</td><td>29,7%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>8,4%</td><td>39,5%</td><td>32,9%</td><td>19,2%</td></tr><tr><td rowspan="2">Je trouve difficile de lire<br>un livre en entier.</td><td>G</td><td>10,7%</td><td>25,5%</td><td>38,6%</td><td>25,2%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>6,8%</td><td>16,8%</td><td>41,1%</td><td>35,3%</td></tr><tr><td rowspan="2">Je suis content(e) si je reçois<br>un livre comme cadeau.</td><td>G</td><td>11,1%</td><td>40,4%</td><td>26,1%</td><td>22,4%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>19,8%</td><td>46,2%</td><td>20,8%</td><td>13,3%</td></tr><tr><td rowspan="2">Pour moi, lire est une<br>perte de temps.</td><td>G</td><td>8,6%</td><td>12,3%</td><td>44,2%</td><td>35,0%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>3,1%</td><td>6,6%</td><td>34,5%</td><td>55,7%</td></tr><tr><td rowspan="2">Je peux facilement rester<br>un mois sans lire.</td><td>G</td><td>36,7%</td><td>31,0%</td><td>22,1%</td><td>10,2%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>27,1%</td><td>30,0%</td><td>29,6%</td><td>13,3%</td></tr><tr><td rowspan="2">J'aime aller dans une librairie<br>ou une bibliothèque.</td><td>G</td><td>17,8%</td><td>38,3%</td><td>27,5%</td><td>16,4%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>26,8%</td><td>45,5%</td><td>18,4%</td><td>9,3%</td></tr><tr><td rowspan="2">Pourquoi lire alors que<br>je peux regarder la TV?</td><td>G</td><td>25,2%</td><td>32,7%</td><td>33,5%</td><td>8,6%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>12,9%</td><td>25,5%</td><td>43,1%</td><td>18,5%</td></tr><tr><td rowspan="2">Je lis seulement pour obtenir<br>l'information dont j'ai besoin.</td><td>G</td><td>20,5%</td><td>29,7%</td><td>37,5%</td><td>12,2%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>11,3%</td><td>19,8%</td><td>41,9%</td><td>27,0%</td></tr><tr><td rowspan="2">J'ai besoin de bouger : je ne<br>peux pas rester assis à lire<br>plus de quelques minutes.</td><td>G</td><td>23,4%</td><td>21,1%</td><td>38,6%</td><td>16,8%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>15,2%</td><td>16,5%</td><td>43,1%</td><td>25,2%</td></tr><tr><td rowspan="2">Si je n'ai rien à lire, je me<br>sens un peu perdu(e).</td><td>G</td><td>3,4%</td><td>10,4%</td><td>38,7%</td><td>47,4%</td><td rowspan="2">0,0001</td></tr><tr><td>F</td><td>5,6%</td><td>16,6%</td><td>42,2%</td><td>35,6%</td></tr></tbody></table>
Conclusions

Sur le plan psychométrique, les analyses effectuées pour tester la validité et la fidélité de l'échelle d'attitudes envers la lecture débouchent sur des résultats fort satisfaisants. L'instrument apparaît doté d'une fidélité et d'une cohérence interne satisfaisant largement aux attentes en la matière. Les résultats obtenus aux différents items de l'échelle, témoignant d'attitudes dans l'ensemble assez peu favorables à la lecture, donnent par ailleurs à penser que les effets de désirabilité sociale ont été en grande partie contenus, du moins lors d'une enquête dans le contexte de la Communauté française de Belgique⁸. Enfin, les liens avec les performances en lecture et d'autres variables mesurant les pratiques de lecture et d'autres loisirs ainsi que la richesse de l'environnement en livres sont étroits: analyses de la variance et corrélations produisent des coefficients fortement significatifs, qui semblent témoigner de la bonne validité de l'échelle.

On dispose donc, avec cette échelle, d'un instrument de mesure des attitudes envers la lecture peu coûteux en temps d'administration, dont les qualités psychométriques (fidélité, validité critérielle et de *construct*) paraissent sérieuses.

Appliquée à un échantillon représentatif de jeunes de troisième année du secondaire en Communauté française de Belgique⁹, l'échelle fait apparaître des attitudes envers la lecture relativement mitigées. Certes, la lecture n'est pas rejetée, mais elle apparaît plutôt comme une activité banalisée, «parmi d'autres», n'étant l'objet de prédilection que de rares élèves. De façon peu surprenante, les attitudes sont plus favorables chez les filles, les élèves fréquentant les filières générales et les élèves à l'heure.

En guise de conclusion, on rappellera qu'une mesure des attitudes envers la lecture, quelles que soient ses qualités techniques, ne représente qu'un indicateur parmi d'autres, qui gagne à s'inscrire dans une palette d'outils d'évaluation de la littératie plus large. S'appuyer sur ce seul outil pour se forger un avis sur un élève ou une classe pourrait conduire à des erreurs de jugement importantes. Comme le souligne Anderson (1997), «toute méthode de mesure des attitudes comporte des problèmes et des erreurs» (p. 894, notre traduction). Même si cette échelle semble offrir de bonnes garanties techniques, comme cela a été abondamment souligné dans l'introduction, de
l'attitude à la pratique, de la pratique à l'attitude, il y a encore tout un monde,
et la distance entre attitude et comportement tendra à être plus ou moins
«démesurée» selon les individus.

NOTES

1. «Reading literacy involves not only the ability to construct meaning from a variety of texts, but also the demonstration of behaviors and attitudes that support the lifelong reading. These behaviors and attitudes contribute to the full realization of the individual's potential within a literate society» (PIRLS, 2000, p. 18).

2. Ce travail préliminaire a aussi servi d'expérience-pilote pour le programme international PISA (OCDE). L'auteure du présent article a en effet été chargée du développement d'une échelle d'attitudes envers la lecture au sein du groupe fonctionnel d'experts en lecture. L'instrument utilisé pour PISA est donc une version proche de celui analysé ici; mais ce dernier lui est légèrement antérieur.

3. En toute rigueur, il aurait fallu que le nombre de propositions positives soit égal au nombre de propositions négatives.

4. Lors d'une opération d'évaluation externe menée sous la responsabilité de l'Administration générale de l'enseignement et de la recherche scientifique (AGERS) — Service général des affaires générales, de la recherche en éducation et du pilotage interréseaux.

5. Item response theory : modèles de la réponse à l'item. Ces modèles imposent un contrôle psychométrique plus strict que les classiques analyses d'items et débouchent sur une échelle où la hiérarchie de difficulté des items est en principe indépendante de l'échantillon de sujets qui a passé le test. Sur une échelle IRT, la difficulté des items et la compétence des sujets sont exprimées dans la même unité : ainsi, un sujet qui possède une compétence de 2, par exemple, a une probabilité définie (selon la valeur programmée pour les besoins de l'analyse, le plus souvent 50%) de réussir les items qui ont une difficulté inférieure à 2 et une probabilité inférieure à cette valeur de réussir les items d'une difficulté supérieure à 2.

6. On estime généralement que la valeur de ce coefficient doit dépasser 0,70 (Anderson, 1997).

7. Pour rappel, l'écart type est de 1.

8. Il n'est pas prouvé toutefois que ce résultat soit généralisable. La désirabilité sociale pourrait bien se révéler sensible au contexte culturel. L'utilisation d'une échelle proche de celle-ci dans la recherche internationale. PISA devrait permettre d'étudier plus avant cette question.

9. Pour plus de détails sur d'autres aspects de cette enquête, on consultera Lafontaine & Schillings, 2000a et 2000b.
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