En s’appuyant sur une dizaine d’années d’application du MIQ, Hall & Martin (1997) vont élaborer le MIQ-R, version plus courte (8 items au lieu de 18) qui supprime les items redondants et les sauts en rotation (parfois difficiles pour certains sujets). Dans leur rédaction, la présentation des items visuels est harmonisée avec les items kinesthésiques et les valeurs élevées de l’échelle sont mises en correspondance avec une bonne capacité d’imagerie, contrairement au MIQ. Cette étude montre une bonne corrélation identique pour les deux échelles, r(50) = .77, p < .001 entre le MIQ et le MIQ-R ainsi qu’une imagerie visuelle significativement supérieure à l’imagerie kinesthésique, t(49) = 4,91, p < .001.

Si la validité de construit et la fiabilité sont des étapes incontournables dans l’élaboration d’un questionnaire censé mesurer une capacité, les chercheurs et les praticiens s’intéressent aussi à la validité prédictive : la capacité d’imagerie permet-elle d’être plus performant dans l’apprentissage et la réalisation d’un mouvement ? Goss, Hall, Buckolz, & Fishburne (1986) montrent que ceux qui visualisent bien l’image et ressentent bien le mouvement effectuent moins d’essais pour apprendre un mouvement que ceux qui la visualisent bien et le ressentent faiblement et que ceux qui la visualisent et le ressentent faiblement. Hall, Buckolz, & Fishburne (1989) mettent en évidence que les sujets les plus imageants ne sont pas plus performants que les sujets les moins imageants dans la remémoration de mouvements simples mais qu’en revanche, ils étaient plus précis dans leur reproduction. Ces études confirment la validité prédictive du MIQ au sens où il permet une prédiction acceptable en regard du nombre de répétitions nécessaire à l’apprentissage d’un geste et de la précision de son exécution. En revanche, les études mettant en relation la capacité d’imagerie et le niveau d’habileté motrice sont contradictoires : Mumford & Hall (1985) montrent que plus le niveau des patineurs artistiques est élevé, meilleur est le niveau d’habilité d’imagerie kinesthésique alors que Jowdy & Harris (1990) trouvent que des sujets peu habiles pour jongler avec des balles obtiennent un meilleur score à l’échelle d’habilité d’imagerie kinesthésique. Le faible nombre d’études, l’insuffisance de la cohérence des critères et des méthodes utilisés ne permettent pas de trancher définitivement cette question.

L’objectif de cette recherche est d’éprouver la validité de construit (structure factorielle et cohérence interne) et la fidélité entre deux passations de la version française du MIQ-R ainsi que d’étudier l’influence de facteurs comme le sexe, le niveau de pratique et le temps de pratique.

La seconde passation, destinée à contrôler la fidélité, s’est déroulée environ trois semaines après la première avec 46 sujets.

TABLEAU 1
Analyse factorielle en composantes principales : poids factoriel

La cohérence interne des échelles visuelle et kinesthésique est très satisfaisante : l’α de Cronbach est égal à .82 pour les deux échelles. Aucun item, s’il était supprimé, ne vient modifier sa valeur de plus de .03 point.

L’analyse factorielle confirmatoire (Jöreskog & Sörbom, 1996) avec LISREL 8.3 à partir d’une matrice de covariance, confirme le modèle bifactoriel. La valeur du χ² (fonction minimale d’ajustement) est significative, χ²(19,134) = 42,78, p = .0014. Le rapport χ²/dl (42,78/19 = 2,25), meilleur s’il est proche de zéro, est acceptable lorsqu’il varie de 2 à 5 (Byrne, 1989). Les valeurs du Goodness of Fit Index (GFI = .93), de l’Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI = .86), du Comparative Fit Index (CFI = .94), du Normed Fixed Index (NFI = .90) et de l’Incremental Fit Index (IFI = .94) sont (à l’exception de l’AGFI) égales ou supérieures à .90, considérées comme convenables par Jöreskog & Sörbom (1996). En revanche, les valeurs du Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA = .097) et du Root Mean Square Residual (RMR = .10) sont un peu élevées. A cette réserve près, les valeurs confirment la bonne qualité de l’ajustement au modèle à deux facteurs.

TABLEAU 2
Analyse factorielle confirmatoire : mle, erreur et R2

Alors même qu’il existe une corrélation entre les valeurs moyennes obtenues à chaque échelle, r(134) = .39, p < .01, le coefficient de détermination, c’est-à-dire la proportion de dispersion commune à ces deux échelles est très modeste (.15), confirmant qu’il s’agit de deux mesures différentes. Le tableau 3 donne la matrice de corrélations entre les items :

TABLEAU 3
Matrice de corrélations

Les scores à l’imagerie visuelle sont plus élevés que ceux de l’imagerie kinesthésique pour l’ensemble de la population, t(133) = 4.29, p < .01, chez les hommes t(61) = 2.00, p = .05 et chez les femmes t(71) = 3.89, p < .01. Les moyennes, effectifs et écart-types sont consignés dans le tableau 4.

Les hommes et les femmes ne se distinguent pas sur les résultats moyens respectifs obtenus aux échelles visuelle et kinesthésique t(132) = .86, p = .39 et t(132) = –1,06, p = .29.

TABLEAU 4
Moyenne, effectif et écart-type selon le sexe, le niveau de pratique et le temps de pratique

Afin d’obtenir des effectifs convenables dans chaque catégorie, nous avons regroupé les niveaux Loisir et Départemental pour créer la catégorie « pratique modérée » (N = 65) et les niveaux National et International pour créer la catégorie « pratique intense » (N = 69). Les scores à l’imagerie visuelle sont plus élevés que ceux de l’imagerie kinesthésique pour une pratique modérée ainsi que pour une pratique intense, t(64) = 4,11, p < .01 et t(68) = 2,14, p = .04. Si l’on compare ceux qui ont une pratique intense à ceux qui ont une pratique modérée sur les scores d’imagerie visuelle et kinesthésique, on n’observe pas de différence, t(132) = 1,07, p = .28 et t(132) = –.32, p = .75.

Compte tenu de l’homogénéité de notre population sur le plan de l’âge (M = 24,35, SD = 9,31), nous n’avons pu constituer deux catégories d’âge distinctes et consistantes sur le plan de l’effectif. En revanche, la variable temps de pratique dans l’activité nous a permis de composer, sur la base des fréquences observées, trois catégories aux effectifs proches dont nous avons étudié les deux tiers extrêmes : 5 ans et moins versus 10 ans et plus de pratique, délaissant le tiers médian (plus de 5 ans à moins de 10 ans de pratique). Les scores à l’imagerie visuelle sont plus élevés que ceux de l’imagerie kinesthésique pour une durée de pratique de 5 ans et moins, t(41) = 4,92, p < .01, chez les hommes et chez les femmes, t(21) = 3,62, p < .01 et t(19) = 3,30, p < .01, ce qui n’est pas le cas pour une durée de pratique de 10 ans et plus, respectivement, t(44) = 1,06, p = .29, t(24) = 0,43, p = .67 et t(19) = 1,01, p = .32. Ceux qui ont une plus longue pratique de l’activité ont une meilleure capacité d’imagerie kinesthésique, t(85) = 3,40, p < .01, chez les hommes comme chez les femmes, U (87) = 511,5, z = 3,68, p < 0,01et t(38) = 1,70, p < .05, ce qui n’est pas le cas pour l’imagerie visuelle pour laquelle on ne constate pas de différence, t(85) = 1,54, p = .13, t(45) = 1,20, p = .24 et t(38) = .84, p = .35.

L’examen concomitant des trois variables sexe, niveau de pratique et le temps de pratique générant des effectifs trop petits dans certains groupes, nous avons écarté le facteur niveau de pratique dans la mesure où il n’exerce aucune influence sur la capacité d’imagerie afin d’effectuer une analyse de variance intergroupes à deux facteurs (sexe et temps de pratique) et deux mesures répétées (imagerie visuelle et kinesthésique). Elle confirme que l’imagerie visuelle est meilleure que l’imagerie kinesthésique quel que soit le sexe, mais qu’en revanche la différence observée entre les deux modalités du temps de pratique doit être reconsidérée à la lumière de l’interaction temps de pratique/type d’imagerie : quels que soient le sexe et le niveau de pratique, une bonne capacité d’imagerie kinesthésique est liée à un temps de pratique plus important.

TABLEAU 5
Analyse de variance intergroupes à deux facteurs (sexe, temps de pratique) et deux mesures

Cet effet est illustré par la figure 1 :

Outre ces éléments de nature psychométrique, il apparaît, alors même que les sujets ne se distinguent pas quant à leur capacité d’imagerie visuelle quels que soient leur sexe ou leur niveau de pratique, que le temps de pratique est un élément déterminant pour acquérir une bonne capacité d’imagerie kinesthésique. On observe une cohérence des résultats entre le test t pour échantillons appariés (qui montre une capacité d’imagerie visuelle supérieure à l’imagerie kinesthésique chez les « 5 ans et moins » de pratique alors que cette différence n’existe pas chez les « 10 ans et plus ») et le test t pour échantillons indépendants (qui fait apparaître une différence entre « 5 ans et moins » et « 10 ans et plus » seulement sur l’imagerie kinesthésique), comme si la durée de pratique était nécessaire pour générer une bonne capacité d’imagerie kinesthésique.

Indiscutablement, le questionnaire d’imagerie du mouvement de Hall & Martin (1997) est un excellent outil d’évaluation de la capacité d’imagerie visuelle et kinesthésique. Sa validité de construit et sa fiabilité test-retest ne sont pas contestables et cette version en français validée et fiable devrait lui permettre une plus grande audience auprès de la communauté francophone des chercheurs et des utilisateurs [(4)]. Son temps de passation plus court que le MIQ et la suppression des items qui posaient problème, faciliteront la passation auprès de populations plus nombreuses et diversifiées, particulièrement les non-pratiquants, autorisant l’extension des conclusions à des variables comme le sexe, le niveau de pratique, le temps de pratique et le type de pratique selon qu’elle possède une forte ou une faible composante cognitive.