Contribution à la recherche sur le concept de croyance en un monde juste développé par le psychososiologue américain Melvin Lerner

2 février 2010

Ce blog a pour objetcif de présenter des travaux en langue française sur le concept de « croyance en un monde juste » développé par le psychosociologue Melvin Lerner.

Ce concept encore peu connu est pourtant d’une importance capitale dans la compréhension de nombreux mécanismes adaptatifs humains et donne lieu à des comportements qui peuvent se révéler aussi bien salutaires que fortement dommageables pour soi et pour autrui.

 Vous trouverez ici un travail de recherche sur ce sujet que j’ai réalisé en master 2 recherche au laboratoire de psychologie sociale de Bordeaux 2.

D’autres travaux sur ce thèmes pourront m’être envoyés afin qu’il apparaissent sur ce blog.

Etude 1

2 février 2010

Etude des déterminants de l’adhésion à la   « Croyance en un monde juste » 

Evaluation des effets prédictifs de 2 facteurs :

Un facteur normatif « l’engagement religieux » et un facteur adaptatif la

« privation personnelle perçue ».

             I.      INTRODUCTION : 

Plusieurs résultats d’études récentes attestent de l’importante fonction adaptative de la croyance en un monde juste (CMJ), montrant qu’elle permet aux gens de mieux accepter et surmonter les difficultés et les injustices auxquelles ils sont confrontés. Dés 1970, lors d’une étude menée par Lerner et Elkinton, des résultats inattendus avaient été trouvés, suggérant l’hypothèse d’une plus forte adhésion à cette croyance des sujets issus de classes sociales défavorisées. Curieusement, depuis, cette hypothèse a été très peu étudiée et nous n’avons recensé aucune recherche qui se soit clairement fixé pour objectif de tester l’hypothèse selon laquelle
la CMJ pourrait notamment s’acquérir sous l’effet d’une certaine contrainte adaptative. Ces résultats déjà anciens suggéraient pourtant que le fait d’avoir à surmonter des conditions de vie difficiles pouvait conduire à développer une forte CMJ. La présente recherche qui comportait plusieurs objectifs, s’est articulée autour de la mise à l’épreuve de cette hypothèse. Pour ce faire, nous avons mesuré des indicateurs destinés à rendre compte du niveau de contrainte adaptative (privation personnelle perçue) et nous avons eu recours à deux outils de mesure de
la CMJ permettant de prendre en considération le caractère multidimensionnel de cette croyance. L’un des outils utilisé était une traduction française de l’échelle multidimensionnelle de Maes (4 dimensions : CMI, CMJ, CJF, CJI) sur laquelle nous avons effectué une analyse confirmatoire (LISREL 8.9). Un  nouvel outil destiné à mesurer une de ces dimensions (la croyance en une justice finale : CJF) en contournant le plus possible le contrôle conscient des sujets a également été élaboré et soumis à une procédure de validation. L’intérêt de cette démarche était non seulement d’intégrer la mesure ainsi obtenue dans notre protocole expérimental, mais aussi de répondre à la nécessité de prendre en compte deux niveaux de mesure de
la CMJ que Lerner nomme le niveau « rationnel-conscient » et le niveau « irrationnel-préconscient ». Par ailleurs, de nombreuses études ayant trouvé de forts liens de corrélation entre l’engagement religieux (religiosité et assiduité de la pratique) et
la CMJ, le niveau de dogmatisme religieux, de pratique et le type de religion d’appartenance des sujets ont été mesurés afin d’une part, de contrôler leurs effets sur les dimensions de
la CMJ et d’autre part,  de mieux comprendre le rôle joué par les croyances religieuses dans le processus d’adhésion à
la CMJ (y compris vis à vis des sous-dimensions de
la CMJ). Cette étude a été menée sur un échantillon très diversifié de 278 sujets français à l’aide d’un questionnaire auto-complété et, bien que les résultats ne soient pas généralisables, ils nous semblent ouvrir de nouvelles perspectives théoriques particulièrement intéressantes. En effet, au delà des apports psychométriques concernant la mesure des différentes dimensions de
la CMJ qui constituent un aspect important de ce travail de recherche, les nombreux résultats significatifs obtenus, nous semblent apporter de nouveaux éléments utiles à la compréhension des mécanismes qui sous-tendent le processus d’acquisition de
la CMJ. 

          II.      REVUE DE
LA LITTERATURE: 

A.      La « Croyance en un Monde Juste » (CMJ) : Un concept issu de la psychologie sociale expérimentale : 

Le concept de « croyance en un monde juste » est issu de la psychologie sociale expérimentale et trouve ses origines dans la recherche de laboratoire. Dans une série d’expériences sophistiquées commencées en 1965, Melvin Lerner a pu démontrer de façon impressionnante comment les croyances concernant la justice peuvent altérer notre jugement et nos réactions, au point de nous pousser à blâmer et à dévaloriser des victimes pourtant manifestement innocentes. La procédure méthodologique commune à ces expériences a été appelée par Lerner et Simmons (1966), le « paradigme de la victime innocente ». Ce paradigme a par la suite, servi de modèle de référence à la conception d’un très grand nombre de recherches expérimentales destinées à mettre en évidence la croyance en un monde juste et ses implications sur le plan psychologique et comportemental. Ces travaux ont permis de connaître avec une relativement grande précision les processus en jeu dans le phénomène de blâme et de dévalorisation des victimes, confortant l’hypothèse de Lerner selon laquelle ces processus seraient liés en partie à la réticence des gens à renoncer à leur croyance en un monde profondément juste et bien ordonné.

            Ce courant de recherches expérimentales trouve son origine dans le questionnement de Lerner concernant les mécanismes psychologiques qui permettent aux gens de conserver une attitude constructive et optimiste alors qu’ils sont confrontés régulièrement à des cas d’injustice manifeste. Il constate en effet que les gens, bien qu’ayant conscience de l’existence d’injustices, excellent à leur trouver des explications plus ou moins rationnelles, semblant s’obstiner à élaborer des stratégies cognitives complexes, visant à dénier le caractère véritablement injuste des événements plutôt que d’entreprendre des actions curatives ou préventives pour rétablir la justice et l’ordre.

            Lerner émet alors l’hypothèse que ce qui sous-tend l’attitude de l’homme lorsqu’il se trouve face à la souffrance de ses congénères et à l’injustice du monde, c’est « l’idée que le monde est fondamentalement prévisible et contrôlable » (MOSCOVICI S., 1984 p.348). Cette appréhension du monde comme obéissant à des règles intangibles telles que celles de la justice, serait selon lui, indispensable à la réalisation de toute action, qu’il s’agisse de s’engager dans la poursuite de buts à long terme ou encore dans les comportements socialement réglés de la vie de tous les jours. Ainsi, il existerait une croyance susceptible d’expliquer en partie les  attitudes et les comportements que les gens adoptent lorsqu’ils sont confrontés à des cas d’injustice, la croyance que le monde est juste et que ce qui arrive n’arrive pas par hasard mais par nécessité. De cette façon, il ne nous appartiendrait pas de changer l’ordre des choses, mais bien de l’accepter et donc de le justifier.

L’expérience fondatrice du paradigme de la victime innocente a été réalisée par Lerner et Simmons en 1966 et se déroulait de la façon suivante :

LERNER et SIMMONS recrutent des sujets en leur disant qu’ils vont participer à l’élaboration d’une grille d’analyse des réactions émotionnelles. Pour ce faire, ils sont invités à assister à une expérimentation réalisée dans le cadre de la théorie du renforcement. Les sujets sont alors placés derrière une glace sans tain et observent les réactions émotionnelles d’un étudiant (compère) qui après avoir mémorisé une très longue liste de mots associés par paires, doit associer verbalement chaque mot apparié au mot stimulus que l’expérimentateur lui communique. A chaque fois qu’il commet une erreur, un choc électrique douloureux lui est administré. L’expérience terminée, il est demandé aux observateurs de répondre à un questionnaire dans le but de participer à la construction de la grille d’analyse précédemment évoquée. En réalité, le questionnaire leur demande de décrire le comportement général de l’étudiant, d’indiquer le type d’interaction qu’ils aimeraient avoir avec lui et le niveau d’identification qu’ils ont vis à vis de lui.

D’une manière générale, plus le sujet reçoit de chocs électriques, plus les observateurs le tiennent pour responsable et le dévaluent dans ses caractéristiques propres. Là où le sujet est le plus dévalué, c’est dans la situation où l’observateur doit remplir la grille à mi-parcours, c’est à dire lorsqu’il pense que le sujet n’a effectué que la moitié de l’épreuve et qu’il devra donc poursuivre cette épreuve douloureuse. C’est également le cas, lorsqu’il est dans l’incertitude quant à la poursuite ou non de l’expérience après le remplissage du questionnaire. En revanche, dans la situation où l’observateur croit que le sujet en a fini avec la séance de renforcement négatif ou encore, si on lui dit que maintenant il va participer à une épreuve de renforcement positif (récompense), le sujet est moins dévalué que dans les conditions précédentes. Enfin, c’est lorsque l’observateur a entendu le sujet dire à l’expérimentateur qu’il redoutait la souffrance à venir, mais qu’il l’acceptait, que celui-ci est dévalué avec le plus d’intensité.

            Les sujets observateurs se sont donc trouvés confrontés à ce que LERNER appelle une « victime objectivement innocente » (LERNER., 1980 p.206).  En réalisant cette expérience, il a voulu montrer que
la CMJ conduit les gens confrontés à une situation contradictoire (situation remettant en cause
la CMJ), à recourir à une série d’opérations perceptivo-cognitives qui ont pour fonction de rétablir la concordance entre les faits qu’ils observent et leur croyance. Il semble qu’il y soit parvenu puisque que les sujets ne pouvant pas trouver d’issue cohérente et rationnelle au caractère contradictoire des faits, ont eu recours à la dévaluation de la victime, de sorte qu’elle devienne fautive et responsable de ses souffrances.

             L’intérêt majeur de cette expérimentation aura été la mise en évidence de l’existence d’un filtre cognitif se rapportant à
la CMJ, dont les conséquences sont mesurables de façon expérimentale. L’individu filtrerait donc sa perception des situations et organiserait ses cognitions de manière à ne pas remettre en cause sa croyance en un monde juste. A partir de ce moment, le concept de CMJ apparaît comme pleinement opératoire dans le champ  social et donnera lieu à de très nombreuses recherches dont plusieurs centaines ont donné lieu à des publications scientifiques.

B.      Evolution des outils de mesure de
la CMJ : 

a)       Intérêt d’avoir développé une échelle unidimensionnelle de mesure de
la CMJ : l’échelle de Rubin et Peplau (1975): 

Dans ses expériences, Lerner n’a pas directement évalué
la CMJ ; il a plutôt déduit indirectement la présence de cette motivation au travers de l’altération des comportements des sujets tout au long des différentes combinaisons de conditions expérimentales mises en œuvre.

Plus d’une décennie après la première publication de Lerner sur ce thème (Lerner, 1965) un questionnaire destiné à mesurer
la CMJ en tant que caractéristique interindividuelle a été construit par Rubin et Peplau (1973, 1975). Le développement d’une telle mesure psychométrique de
la CMJ s’avérait être une nécessité afin non seulement de permettre l’étude de cette croyance en dehors du cadre strict de la psychologie sociale expérimentale mais surtout de mettre à l’épreuve la validité de l’hypothèse avancée par Lerner selon laquelle le phénomène de dévalorisation des victimes innocentes serait lié au niveau de CMJ des sujets.

  Pendant « l’avant projet de loterie nationale » destiné à choisir les soldats qui seront déployés au Vietnam, en 1971, une occasion s’est présentée de tester cette hypothèse. Rubin et Peplau ont réuni 58 jeunes hommes susceptibles d’être incorporés sous les drapeaux par groupes de six pour écouter l’émission du tirage au sort de 1971 qui devait déterminer la probabilité et dans certains cas, la certitude pour ces sujets qu’ils soient ou non incorporés. 50 des 58 participants étaient des étudiants issus du milieu universitaire de Boston. Ils sont venus ensemble avant le tirage au sort et ont complété une série de questionnaires, dont l’échelle de CMJ de Rubin et Peplau. Après avoir pris connaissance des résultats du tirage au sort, ils ont de nouveau complété une série de questionnaires dont certains avaient déjà été remplis précédemment (échelle d’estime de Soi).

Conformément à leur hypothèse, ceux qui avaient le score de CMJ le plus élevé avaient davantage tendance à dévaloriser les victimes de ce tirage au sort que ceux qui avaient un faible score de CMJ. Par exemple, plus il était probable qu’un des membre de leur groupe soit incorporé dans l’armée, moins ils déclaraient ressentir de sympathie pour lui et moins ils se sentaient à l’aise avec lui. Selon Rubin et Peplau (1973), les sujets interrogés exprimaient un ressentiment mesurablement plus fort vis à vis de ceux qui avaient été victimisés par le système. De la même façon, ceux qui avaient été pré-sélectionnés s’étaient ensuite auto-dévalorisés puisque leurs scores d’estime de Soi avaient baissé lors de la seconde passation du questionnaire. 

Cette expérience est ainsi la première à avoir permis d’établir un lien entre le score que les sujets obtiennent à une échelle de mesure de
la CMJ et le phénomène de dévalorisation de victimes innocentes, ce qui corrobore l’hypothèse avancée par Lerner tout au long de ses travaux expérimentaux. Depuis, d’autres auteurs ont réalisé des études qui sont allées dans le même sens. Par exemple, il a été observé que des juristes à forte CMJ étaient à la fois plus enclins à infliger des sentences sévères à des auteurs d’homicides par imprudence et à considérer que les victimes avaient une plus grande part de responsabilité que ceux qui avaient une faible CMJ (Gerbasi & Zuckerman, 1975 ; Izzett, 1974). Ce dernier effet a également été retrouvé concernant le cas d’une victime de viol avéré (Gerbasi, Zuckerman & Reis, 1977). Il faut cependant signaler que l’hypothèse d’un lien direct entre le score de CMJ et la tendance à dévaloriser des victimes innocentes n’a pas toujours été corroborée par les résultats des expériences qui utilisaient l’échelle de CMJ développée par Rubin et Peplau . Ainsi, Maes écrit à ce propos «Les auteurs utilisant le questionnaire de Rubin et Peplau ont souvent supposé une connection directe entre le degré de CMJ, l’atteinte à la victime et le déni de l’injustice. Beaucoup d’études ont réussi à renforcer cette connection (Mac Lean & Chown, 1988 ; Dalbert & Katona-Sallay, 1993 ; Harper & Manasse, 1992 ; Connors & Heaven, 1990 ; Glennon & Joseph, 1993 ; Montada & Schneider, 1989 ; Murphy-Berman, 1990), mais d’autres études aussi valables n’ont pas retrouvé ces résultats (Kerr et Kurtz, 1977 ; Thornton, Ryckman et Robbins, 1982 ; Sherman, Smith et Cooper, 1982 ; Weir et Wrightsman, 1990 ; Ambrosio et Sheehan, 1991. Bush, Krebs et Carpendale, 1993 ; Zucker et Weiner, 1993 ; O’Quin et Vogler, 1990 ; Schmitt et al., 1991 ; Bierhoff, Klein et Kramp, 1991). » (Maes, 1998 p.11).

 Pour conclure sur l’intérêt d’avoir développé ce premier outil de mesure de
la CMJ, nous pouvons dire que son utilisation aura permis de conforter la théorie de Lerner selon laquelle
la CMJ serait impliquée dans le processus de dévalorisation des victimes innocentes et surtout qu’elle aura considérablement élargi les possibilités de recherche sur ce concept, ouvrant notamment la voie à un grand nombre d’études corrélationnelles. 

b)       Les outils de mesure de
la CMJ : 

a)       Des échelles unidimensionnelles aux échelles multidimensionnelles : 

D’après la méta-analyse publiée par Adrian Furnham (2003), de nombreuses études ont effectué des analyses factorielles sur les 20 items de l’échelle Rubin et Peplau (1975) et beaucoup ont trouvé qu’elle était multidimensionnelle et non unidimensionnelle (Ambrosio et Sheehan, 1990; Whatley, 1992). Cependant, ces tentatives n’ont pas permis de conclure de façon consensuelle sur le contenu des sous-échelles ainsi que sur leur nombre (Caputi, 1994; Lea & Fekken, 1992). Couch (1998) lors d’une analyse factorielle sur cette échelle a trouvé que les items justes et injustes étaient pondérés sur 2 facteurs différents. Loo (2001) a également retrouvé ces deux dimensions et a il constaté que l’homogénéité des items était relativement faible, pour l’échelle globale comme pour les deux sous-dimensions (CMJ et CMI). O’Quinn et Vog1er (1990) qui ont fait passer cette échelle à un échantillon de prisonniers, ont trouvé que la validité interne des 20 items de l’échelle était inacceptablement basse (µ = 0.38) et ils trouvèrent également une solution factorielle dans laquelle les items justes et injustes étaient pondérés sur 5 facteurs. Bien qu’il soit apparu comme nécessaire de développer de nouveaux outils de mesure plus valides psychométriquement, la grande majorité des études portant sur
la CMJ et qui utilisent un questionnaire, a tout de même continué à utiliser cette échelle de mesure. 

Durant ces 12 dernières années, plusieurs chercheurs ont tenté de mettre au point de nouveaux outils de mesure de
la CMJ. Exception faite de l’échelle de Rubin et Peplau qui bien que très largement utilisée s’avère également être très contestée, les échelles de mesure de la croyance en un monde juste les plus intéressantes et les plus valides semblent être : 
·        L’échelle unidimensionnelle (CMJ) de Dalbert et al. (1987) : 6 items ; 6 possibilités de réponses allant de pas du tout d’accord à tout à fait d’accord ; α = .82. 

·        L’échelle unidimensionnelle (CMJ) de Lipkus (1991) : 7 items ; 6 possibilités de réponses allant de pas du tout d’accord à tout à fait d’accord ; Alpha de Cronbach généralement compris entre .79 et .82. ·        L’échelle unidimensionnelle (CMJ) de Mohiyeddini et Montada (1998) : 8 items ; pour répondre, les sujets choisissent un chiffre sur une échelle allant de 0 à 6, O correspondant à « pas vrai » et 6 à « absolument » ; α = .89. 

·        L’échelle multidimensionnelle de Furnham et Proctor (1992) : 30 items ; 3 dimensions (Croyance en un monde juste, croyance en un monde injuste et croyance au hasard) ; 7 possibilités de réponses allant de pas du tout d’accord à tout à fait d’accord avec une réponse neutre ; Alpha de Cronbach compris entre .58 et .63 suivant les dimensions. ·        L’échelle multidimensionnelle de Maës (1992) : 19 items mesurant 4 dimensions (6 items mesurant la croyance en un monde juste, 4 items mesurant la croyance en un monde injuste, 5 items mesurant la croyance en une justice immanente et 4 items mesurant la croyance en une justice finale) ; 6 possibilités de réponses allant de pas du tout d’accord à tout à fait d’accord ; Les Alpha de Cronbach trouvés en 1992 par Maes lors de la validation de son échelle sur un échantillon de 289 sujets allemands, sont respectivement de .87 pour l’échelle de croyance en un monde juste, .61 pour l’échelle de croyance en un monde injuste, .86 pour l’échelle de croyance en une justice finale et .83 pour l’échelle de croyance en une justice immanente. Il est à noter qu’un grand nombre des items concernait le domaine de la maladie Physique. 

Dans l’état actuel de la recherche concernant le développement de mesures psychométriques de
la CMJ, il semblerait que la grande majorité des auteurs s’accorde à dire que
la CMJ ne peut plus être considérée comme un concept unidimensionnel, mais plutôt multidimensionnel. Il y aurait ainsi un concept global de croyance en un monde juste qui se subdiviserait en 4 dimensions reconnues comme importantes et validées à plusieurs reprises par les tests statistiques appropriés (validité interne et validité théorique): 
·        Furnham et Procter (1989) se sont demandé très tôt s’il fallait considérer ou non
la Croyance en un monde juste et la croyance en un monde injuste Comme deux dimensions indépendantes d’une même croyance. Depuis, plusieurs échelles multidimensionnelles de mesure de
la CMJ incluent une sous-échelle destinée à mesurer
la Croyance en un monde injuste (Maes, 1992 ; Furnham et procter 1992 ;
Dalbert, Lipkus & Sallay, 2001).
La Croyance en un monde injuste n’est donc plus aujourd’hui considérée comme le pôle opposé de
la CMJ, mais bien comme une dimension à part entière. Dalbert,
Lipkus et Sallay (2001) insistent cependant sur le fait qu’il y a « un manque de développement et d’expérimentation rigoureuse des nouvelles mesures de
la CMJ et particulièrement de
la CMI » (
Dalbert, Lipkus & Sallay, 2001 p. 562). 

·        Maes (1992) a également distingué deux nouvelles dimensions de
la CMJ, la croyance en une justice finale et la croyance en une justice immanente. La première correspond à la croyance selon laquelle les injustices actuelles trouveront forcément réparation dans un avenir plus ou moins éloigné tandis que la seconde stipule que les événements qui peuvent paraître injustes au premier abord sont en réalité la conséquence de mauvaises actions passées. La prise en compte de ces deux dimensions ne s’est faite que très récemment (Maes 1992 ; Maes 1998 ; Maes & Schmitt, 1999, Maes & Kals, 2002; Begue, 2002). 
Avant de revenir plus en détail sur l’échelle développée par Maes qui présente l’intérêt d’être actuellement la seule échelle qui permette de mesurer les 4 dimensions précédemment citées, il convient de présenter également deux autres types de travaux concernant le développement de mesures psychométriques de
la CMJ. Citons tout d’abord les travaux de Lipkus, Dalbert et Sigler (1996) qui ont insisté sur l’importance d’effectuer une distinction entre deux sphères spécifiques de la croyance en un monde juste : la croyance en un monde juste pour soi et la croyance en un monde juste pour autrui. D’après plusieurs études (Lipkus, Dalbert & Sigler 1996 ; Dalbert 1999, Begue 2002 ; Begue, Bastounis 2003), la mesure indépendante de
la CMJ pour soi-même et pour autrui montre que généralement les individus croient que le monde est plus juste pour eux que pour autrui et que ces deux sphères de CMJ  entretiennent des liens différentiels avec d’autres variables telles que le niveau de dépression, la satisfaction de vivre, le stress ou encore la confiance interpersonnelle. Ces deux sphères spécifiques de
la CMJ semblent donc avoir une importance, mais peut-on toutefois considérer qu’il s’agit de deux dimensions d’un même concept ? Cette question a d’autant plus d’intérêt que plusieurs auteurs ont également développé des échelles de mesures de
la CMJ adaptées à des domaines spécifiques comme par exemple, le domaine scolaire (Maes & Kals 2002) ou encore le domaine socio-politique (Furnham & Procter, 1992). Ces derniers auteurs intègrent d’ailleurs
la CMJ socio-politique comme l’une des trois dimensions de leur échelle, les deux  autres étant
la CMJ pour soi et
la CMJ pour autrui. Pour notre part, nous préférons considérer que seules la croyance en un monde juste, la croyance en un monde injuste, la croyance en une justice finale et la croyance en une justice immanente sont des dimensions fondamentales de
la CMJ en ce sens qu’elles sont les seules à introduire une distinction qui soit véritablement d’ordre conceptuel. 

b)       Croyance en une justice finale et croyance en une justice immanente : 

En 1992, Maes a réalisé une étude visant à valider une échelle multidimensionnelle de sa conception. Un article sélectif concernant cette recherche a été publié en anglais en 1998, mais la version originale en langue allemande de cette étude est disponible sur internet. Si l’article de 1998 ne concerne que les sous-dimensions « croyance en une justice finale » et « croyance en une justice immanente », l’étude complète de 1992 quant à elle nous renseigne de façon détaillée sur la procédure de construction et de validation de l’échelle qui comptait 19 items et 4 dimensions,
la CMJ,
la CMI,
la CJF et
la CJI. L’analyse factorielle réalisée sur les 19 items de cette échelle avait alors permis de retrouver les 4 facteurs attendus par Maes et chaque dimension ainsi obtenue avait une homogénéité interne très satisfaisante excepté peut-être pour
la CMI dont l’Alpha de Cronbach n’était que de .61. L’étude qui portait sur les attitudes envers les malades du cancer, a également permis de montrer que
la CJF et
la CJI se corrélaient de façon différentielle avec d’autres variables mesurées dans cette recherche, apportant ainsi des arguments supplémentaires en faveur d’une distinction conceptuelle entre ces deux dimensions. Par exemple,
la CJF était liée à une faible attribution de responsabilité aux malades tandis que
la CJI était liée à une forte attribution de responsabilité. De tels résultats ne sont en effet pas surprenants, car
la CJI qui correspond à la tendance à percevoir  la justice dans les événements qui se sont produits conduit logiquement à la responsabilisation des victimes alors que
la CJF qui représente la tendance à croire que les événements à venir feront en sorte de compenser les injustices devrait amener les sujets à minimiser ces injustices plutôt qu’à chercher à tout prix des responsables. 
Concernant les origines de
la CJF, Maes écrit : « la seconde tendance est associée à certaines doctrines religieuses, dans lesquelles la consolation de l’injustice actuelle sur terre sera fournie par la plus haute justice promise – peut être dans un autre monde ou dans un cadre temporel plus large » (Maes, 1998, p.12). Ce lien direct entre
la CJF et certaines doctrines religieuses promettant la réparation des injustices dans un cadre temporel ne se limitant pas à la vie réelle, introduit une distinction importante selon Maes entre CMJ et CJF, à savoir que
la CJF permet de rester conscient des injustices tout en restant persuadé qu’elles trouveront compensation tôt ou tard, alors que
la CMJ conduit à filtrer la réalité dans le but d’ignorer les injustices : « La croyance en une justice finale permet aux gens de supporter l’injustice sans avoir à développer une croyance fondamentale en un monde juste. Notez qu’il n’y a pas de limite arbitraire concernant le moment auquel la justice doit être rétablie ; le cadre temporel employé englobe le temps de la vie et l’au-delà. ». (Maes, 1998, p.12). 

Il semble donc particulièrement intéressant de ne pas se limiter à la prise en compte de
la CMJ et de
la CMI dans les recherches sur
la CMJ, et d’intégrer également
la CJF et
la CJI. L’échelle multidimensionnelle développée par Maes, parce qu’elle est la seule à intégrer ces 4 dimensions risque donc d’occuper une place de premier ordre dans les recherches à venir pour peu que sa bonne validité interne et théorique soit confirmée.   

C.      La question des niveaux de mesure de
la CMJ : Le niveau « rationnel-conscient » et le niveau « irrationnel-préconscient » : 

a)       Les adultes abandonnent-ils l’illusion puérile de vivre dans un monde totalement juste ? 

Depuis les premiers travaux psychométriques de Rubin et Peplau (1973, 1975),
la CMJ a été considérée par la majorité des chercheurs comme étant une variable de personnalité, un conte de fées pour enfants qui serait plus ou moins abandonné par les adultes au profit d’une vision plus objective de la réalité et qui laisserait des différences individuelles relativement stables. Pourtant, la conception initiale de Lerner caractérisait
la CMJ non pas comme une illusion puérile progressivement abandonnée par les adultes, mais bien comme une croyance fondamentale que les gens défendraient de diverses façons pour la sauvegarde de leur sécurité et de leur santé mentale. Selon Lerner,
les gens reconnaissent la plupart du temps la myriade de cas où les gens souffrent et où les êtres mauvais gagnent, mais, plutôt que d’abandonner leur croyance en un monde juste, ils ont développé différents moyens de neutraliser la colère et l’anxiété générées par ces situations. Un très grand nombre de résultats d’études menées dans le cadre du paradigme de la victime innocente viennent corroborer cette dernière hypothèse en présentant de nombreux cas de figures différents où les gens mettent en place des stratégies plus ou moins inconscientes ayant pour but de préserver leur CMJ. La stratégie la plus fréquemment rapportée par ces études est  celle de la dévalorisation des victimes et plus précisément de l’attribution de responsabilités à des victimes qui pourtant ne sont manifestement pas responsables de ce qui leur est arrivé. C’est précisément ce faisceau de résultats expérimentaux qui a conduit Lerner à suggérer que 
la CMJ ne doit pas être considérée uniquement comme une variable de personnalité, vestige d’une croyance infantile depuis longtemps dépassée par les adultes, mais plutôt comme une sorte d’illusion fondamentale [« fondamentale car elle est essentielle au besoin de sécurité et de santé mentale des gens et illusoire dans la mesure où elle renvoie à une série de croyances factuellement fausses qui sont défendues avec motivation » (Lerner, 1998 p.248)] qui persiste tout au long de la vie et qui se manifeste par des réactions influencées selon Lerner (1998) par deux systèmes cognitifs différents : Le système « expérientiel préconscient » et le système « rationnel conscient ».
 

b)       L’hypothèse de deux niveaux de traitement du stimulus « injustice » : 

Lorsque les gens sont confrontés à des exemples manifestes d’injustice, ils affichent souvent des réactions qui ne suivent pas les règles rationnelles d’attribution de responsabilité, préférant s’engager dans des raisonnements et des attitudes pour le moins irrationnelles et qui ont pour objectif principal de nier la réalité de l’injustice dont ils sont témoins.  Cela peut inclure le blâme d’une victime objectivement innocente, leur propre blâme, le fait de se persuader que la victime sera récompensée et l’auteur du délit puni plus tard, ou encore le fait de refuser de reconnaître l’évènement et de refuser d’y penser. Les travaux de Nisbett et Wilson (1977) tendent à montrer que les gens ne sont pas pleinement conscients de ce qui conduit leurs réactions. Ils ne seraient en effet, pas capables de décrire consciemment les processus irrationnels contre normatifs qui déterminent ou influencent leurs réactions. C’est précisément ce qui amène Lerner à distinguer deux niveaux de réactions face à l’injustice : Un premier niveau basé sur des raisonnements rationnels et normativement conventionnels et un deuxième niveau qui met en jeux des processus contre-normatifs et irrationnels dont le sujet n’a pas ou très peu conscience. « Ainsi apparaissent ici deux niveaux auxquels réagissent les gens lorsqu’ils sont confrontés à de tels évènements, avec deux processus différents et leurs conséquences. Le niveau conscient du discours qui reflète les règles sociétales concernant le traitement rationnel de l’information et la moralité conventionnelle, et un autre niveau préconscient où les scénari relativement simples  et les associations issus des émotions prévalent. » (Lerner, 1998 p.257). A propos de ce deuxième niveau de réaction, Lerner écrit : « Quand ces réactions apparaissent, elles sont naturellement centrées sur des voies qui ne violent pas directement les règles conventionnelles de la logique et de la moralité, e.g. la personne qui déprécie une victime fournira une base culturelle plausible pour cette condamnation ; cependant, quand elle est examinée dans des circonstances sous contrôle, il est possible de démontrer que la condamnation ou l’évitement de la victime sont la conséquence de la menace fondée sur l’injustice et que les raisons normativement plausibles ont été produites après les faits(Lerner,1980 ;Lerner et Miller,1978) comme justifications. Dans certaines circonstances, aucune explication rationnelle ne peut être fournie et les gens font référence à des caractéristiques méprisables inhérentes à la victime ou croient simplement en une force omnipotente qui rétablira la justice.  Pour la plus grande part, alors, les dynamiques sous-jacentes qui assurent que les gens obtiennent ce qu’ils méritent renvoient à l’irrationnel, aux processus contre-normatifs qui se mettent en place de manière préconsciente sans que les gens en soient conscients. » (Lerner, 1998 p.255). 

c)       Exemple expérimental de deux niveaux de réaction envers les victimes : 

Une première expérience de Simon et Piliavin (1972) illustre comment opèrent ensemble les processus conscients, conventionnellement rationnels et l’influence des processus « préconscients » irrationnels sur les réactions d’observateurs confrontés à la souffrance d’une victime objectivement innocente. Reproduisant le contexte expérimental des expériences initiales qui ont fondé la dérogation de la victime (Voir e.g. Lerner,1980), ces chercheurs ont fait voir à des étudiants une cassette vidéo de 8 minutes  montrant un autre étudiant recevant des chocs électriques lorsqu’il faisait des erreurs inévitables au cours d’une tâche d’apprentissage consistant à associer des paires. Dans une série de conditions expérimentales, les observateurs étaient conduits à croire qu’ils regardaient un évènement  continu sur un circuit fermé de télévision et l’objectif qu’ils avaient en visionnant la vidéo était de chercher des signaux d’éveil émotionnel chez la victime. Après avoir vu la cassette, les observateurs étaient amenés à croire qu’il y aurait une deuxième session pendant laquelle la victime recevrait des chocs électriques et, dans l’intervalle de temps supposé précéder le deuxième visionnage de la cassette, ils devaient compléter une grille d’observation composée entre autres d’une série d’adjectifs bipolaires qui décrivaient le type d’impression que donnait la victime d’elle-même (e.g.gentil-cruel,intelligent-inintelligent,sympathique-méprisable…). Dans une seconde condition expérimentale, on disait à d’autres observateurs qu’ils regardaient la cassette d’une session de tâche d’apprentissage qui s’était déroulée le jour précédent. Comme dans l’expérience initiale, les observateurs qui se situaient au milieu de deux sessions d’observation de la souffrance d’un étudiant innocent attribuaient significativement plus de caractéristiques négatives à la victime que les observateurs qui croyaient qu’il n’y avait qu’une seule session et qu’il n’y en aurait pas d’autre. Ainsi, plus la souffrance était imméritée, plus les évaluations des caractéristiques de la victime étaient négatives. 

   Au-delà de la reproduction des résultats antérieurs, cette nouvelle expérience comprenait des conditions expérimentales supplémentaires. Dans l’une d’elles, on rappelait aux observateurs les normes sociétales concernant la manière dont les gens sont sensés réagir face aux victimes. On leur disait à deux reprises avant qu’ils n’évaluent les victimes que « cette expérience évalue la manière dont les gens réagissent envers d’autres gens qui, bien que n’ayant commis aucune faute personnelle, sont victimes d’une force ou d’une action incontrôlable. Les victimes d’un ouragan ou d’un tremblement de terre en sont un exemple, un autre serait une personne attaquée par un étranger dans une rue en ville » (Simons, 1968, cité par Lerner, 1998 p.256). Après qu’il leur ait été demandé de se rappeler comment les gens sont sensés répondre à des victimes vraiment innocentes, les observateurs ne montraient pas de dépréciation évidente de la victime. Dans des conditions supplémentaires, quand on disait aux observateurs que la victime était seulement un acteur simulant la souffrance d’une victime, ils ne dépréciaient pas la victime et, plus important, ils prédisaient que les observateurs qui pensaient que sa souffrance était réelle ne déprécieraient ni ne condamneraient la victime. 

Ces résultats montrent une nouvelle fois que le fait d’observer la souffrance d’une victime innocente peut provoquer des réactions de dépréciation de la victime mais le plus intéressant, c’est que de toute évidence, les sujets n’étaient pas conscients d’être capables de se montrer suffisamment irrationnels pour en arriver à porter un jugement aussi négatif concernant une victime innocente. En effet, le fait de dénigrer une innocente victime ne s’accorde pas avec les attentes normatives concernant la façon dont les gens sont sensés réagir en pareille situation. Leurs croyances et leurs attentes conscientes sont que les gens réagiront avec compassion envers d’innocentes victimes et rejèteront seulement les responsables de sa situation. 

d)       Nécessité de la prise en compte de ces deux niveaux de réaction dans les recherches portant sur
la CMJ : 

Selon Lerner (1998), le chercheur doit veiller à bien connaître les normes véhiculées par le contexte expérimental ainsi que par les consignes qu’il utilise dans ses études. Certaines normes peuvent ainsi êtres rendues plus ou moins saillantes suivant le contexte expérimental ou la consigne utilisée et générer des réponses soit normatives et rationnelles, soit contre-normatives et irrationnelles. Bazerman, White et Lowenstein,(1995), ont réalisé une étude qui met en évidence le phénomène que nous venons de décrire. Ils ont mené une série d’expériences qui évaluaient la préférence des sujets pour des résultats équitables plutôt que pour des résultats inéquitables. Dans l’une de ces expériences, ils évaluaient la satisfaction des sujets concernant la rémunération qu’ils recevraient pour effectuer une tâche d’une durée de 40 minutes. Il était dit à un premier groupe de sujets qu’ils recevraient tous 400$ pour ce travail tandis qu’au deuxième groupe il était dit que certains seraient payés 500$ et d’autres 700$ pour le même travail. Les résultats montrent que les sujets du premier groupe jugent l’offre comme étant plus acceptable et satisfaisante que ceux du deuxième groupe. Selon les auteurs, ce résultat est conforme aux hypothèses concernant la norme d’équité mais ce qu’ils cherchent à mettre en évidence, c’est l’influence du contexte normatif sur les réactions de sujets placés dans des situations qui mettent en concurrence la norme d’équité et l’intérêt personnel. Ils ont donc testé une troisième condition dans laquelle les sujets devaient choisir laquelle des deux solutions précédentes leur paraissait la plus satisfaisante pour eux, à savoir, que tous les participants gagnent 400$ ou bien qu’eux mêmes gagnent 500$ tandis que d’autres gagneraient 700$ afin de rendre saillante les deux questions de l’équité et du profit maximum. Les résultats obtenus montrent que dans ce cas de figure, les sujets choisissent majoritairement la condition inéquitable mais qui leur apporte un plus grand bénéfice (600$). 

Selon les auteurs, les sujets interrogés ont été contraints de faire le meilleur choix pour eux-mêmes car c’était normativement approprié, c’était la chose rationnelle à faire. Mais sans que soit imposée cette façon d’agir rationnellement pour leur propre intérêt, ils préféraient avoir de plus bas mais plus équitables résultats.             Un autre exemple des exigences normatives qui prennent le pas sur la réaction expérientielle a été décrit dans un récent article par Jennifer Lerner, Goldberg et Tetlock (1998). Ils ont trouvé que les sujets, après avoir été en colère à la suite d’une terrible injustice à laquelle ils avaient assisté, étaient enclins à blâmer et punir quelqu’un dans une nouvelle situation, ce quelqu’un qui avait par négligence causé du tort à d’autres. Plus leur colère était grande lors de la première injustice, plus punitive était leur réponse ultérieure. La réaction clairement « irrationnelle » était cependant éliminée si les sujets étaient informés à l’avance qu’un étudiant post-doctoral les interrogerait à propos de leurs réactions. Dans ce cas, les réactions de blâme des sujets étaient directement liées à leur appréciation de la négligence et de la responsabilité des personnes qui avaient causé du tort plutôt qu’à leur propre colère. Apparemment, les interviews anticipées conduisaient les observateurs à trouver des raisons rationnelles à leurs jugements plutôt qu’à suivre leur colère subsistante pour exprimer directement celle-ci en blâmant et punissant « irrationnellement » le prochain causeur de tort auquel ils étaient confrontés. 

Afin de souligner la nécessité de prendre en compte ces deux niveaux de réaction face au stimulus « injustice », Lerner écrit : « il est crucial que les chercheurs reconnaissent les différences entre les deux systèmes, « l’expérientiel préconscient » et « le rationnel conscient » ainsi que la façon dont ils influencent les réactions des gens. Ne pas en avoir tenu compte dans les recherches passées a mené à des conclusions sérieusement erronées sur les façons et le niveau avec lesquels les gens se préoccupent de la justice. Et ces erreurs n’ont pas seulement perpétué des théories inadéquates de la motivation humaine, elles ont aussi incité des décisions personnelles et collectives avec des conséquences tragiques » (Lerner, 1998 p.267).

D.     La question des facteurs jouant un rôle déterminants dans le processus d’acquisition de
la CMJ : Un domaine de recherche qui reste à développer : 

a)       La fonction adaptative de
la CMJ : 

Dans l’introduction d’un récent ouvrage « Responses to Victimazations and Belief in a Just World » dont l’ambition est de réaliser une synthèse exhaustive des travaux les plus importants menés sur le concept de Croyance en un monde juste, Lerner écrit à propos du phénomène de dévalorisation des victimes innocentes, « L’explication offerte pour cette résistance apparemment motivée était que ces personnes, pour la sauvegarde de leur sécurité et de leur capacité à planifier l’avenir, avaient besoin de croire qu’ils vivaient dans un monde essentiellement juste dans lequel ils pourraient obtenir ce qu’ils méritent, au moins à1ong terme. On a davantage compris qu’être confronté à d’innocentes victimes de souffrances imméritées présente une menace pour cette croyance fondamentale, et a une conséquence: les gens développent naturellement des moyens de défense. Cela peut inclure des actes pour éliminer les injustices. A défaut, le fait de blâmer, de rejeter, d’éviter ou encore de croire que les victimes recevront ultérieurement une juste compensation permet aux gens de garder leur confiance dans la justice d’un monde dans lequel ils doivent vivre et travailler pour leur sécurité future. » (Lerner, 1998 p.1).
La CMJ semble donc être de plus en plus considérée comme une croyance fondamentale en ce sens qu’elle aurait d’après des travaux récents, une fonction éminemment adaptative, permettant aux gens de ne pas perdre espoir et de conserver une attitude constructive malgré les multiples situations injustes auxquelles la vie les confronte.

Pour illustrer son propos, Lerner cite plusieurs recherches récentes qui apportent des résultats susceptibles de corroborer l’hypothèse d’une fonction adaptative de
la CMJ. Il cite notamment les travaux de Hafer et Olson (1998) qui ont étudié les réactions d’étudiants confrontés à un système de notation injuste ainsi que celles de femmes travaillant à temps plein et dont certaines étaient mécontentes de divers aspects de leur travail. Les résultats de ces expériences ont montré que globalement, une forte CMJ était associée avec une meilleure acceptation et un moindre mécontentement des résultats négatifs dont les sujets avaient fait l’expérience. Lipkus et Bissonette (1998) ont également obtenu des résultats qui vont dans le même sens puisqu’ils ont pu constater que les couples mariés à forte CMJ étaient plus enclins à donner des réponses conciliantes à l’époux ou l’épouse faisant preuve de comportements décevants que ceux qui avaient une faible CMJ, ceci, bien que des variables telles que le niveau de confiance dans leurs rapports conjugaux aient été contrôlées. Ces auteurs en ont conclu que
la CMJ permet aux gens de mieux accepter les difficultés de la vie de couple. Enfin, Dalbert (1998) travaillant avec des chômeurs et des mères d’enfants handicapés a trouvé un lien entre
la CMJ et la capacité de ces derniers à faire face à leurs difficultés. 
Dans son premier ouvrage consacré à
la CMJ, Lerner (1980) présente une étude menée en collaboration avec Linda Elkinton (Lerner & Elkinton, 1970) dans laquelle est testée l’hypothèse suivant laquelle les sujets se trouvant dans une position socio-économique favorable croiraient davantage en la justice du monde que ceux qui se trouvent dans une position défavorable. Afin de tester cette hypothèse, ils ont interrogé des sujets issus de 3 classes sociales différentes, la classe moyenne supérieure, la classe moyenne inférieure et la classe ouvrière. Contrairement aux attentes de Lerner, mais conformément à l’hypothèse d’une fonction adaptative de
la CMJ, les résultats ont montré que globalement, les sujets issus de la classe ouvrière croyaient considérablement plus en la justice du monde que ceux issus de la classe moyenne supérieure. De plus, les membres de la classe moyenne supérieure étaient plus enclins que ceux de la classe ouvrière à percevoir les plus démunis économiquement et socialement comme des victimes de notre société. Les ouvriers avaient en effet tendance à leur attribuer une plus grande part de responsabilité, justifiant ainsi leur propre condition. 

Cette étude s’est déroulée à l’aide d’entretiens au cours desquels il était notamment demandé aux sujets des différentes classes sociales de répondre à des questions telles que : « Connaissez vous des personnes ou des types de personnes qui sont moins bien traitées par la vie qu’elles ne le méritent ? Sont-elles traitées injustement ? Qui sont-elles ? comment cela est-il arrivé, et comment y remédier ? » (Lerner, 1980 p.165). Les réponses à ces questions ont permis d’affiner considérablement les résultats, montrant notamment que le niveau de CMJ n’était pas seulement lié à la classe sociale d’appartenance, mais aussi au sentiment de contrôle que les sujets pouvaient avoir sur leur propre vie. Un des résultats les plus intéressants de cette étude, est que, parmi les ouvriers, ceux qui percevaient le monde comme tout à fait juste étaient aussi ceux qui avaient rencontré le plus de problèmes et d’obstacles dans leur vie et qui se sentaient les moins capables d’améliorer leurs conditions de vie. Pour Lerner, « Un tel découragement et une telle impuissance mènent à la maladie, la rébellion, ou a une croyance qui remettra éventuellement tout en ordre » (Lerner, 1980 p.168). Lerner considère donc
la CMJ comme une croyance irrationnelle permettant aux plus démunis de surmonter leurs difficultés par le recours à une sorte de justice divine qui viendrait rétablir l’ordre des choses. A l’inverse, les sujets issus de milieux favorisés se sont montrés plus objectifs vis à vis de la réalité des injustices sociales et plus indulgents vis à vis des victimes. Lerner en conclut que leur sécurité financière et statutaire leur permet de considérer les choses avec plus d’objectivité, car ils pensent n’avoir que peu de risques d’être à leur tour des victimes du système. Cette interprétation est d’ailleurs renforcée par un autre résultat qui indique que les sujets des classes moyennes inférieures ne font pas preuve de la même objectivité ce qui pourrait s’expliquer selon Lerner par leur situation intermédiaire dans l’échelle sociale qui les rend plus vulnérables que les gens aisés à la situation bien établie. 
Cette recherche présente donc l’intérêt d’avoir apporté des éléments qui s’accordent clairement avec l’hypothèse d’une fonction adaptative de
la CMJ conformément aux travaux récents précédemment cités, même si comme nous le verrons plus loin lors de l’élaboration de notre problématique de recherche, certains points de cette étude dont nous n’avons pas encore fait état suggèrent la possibilité d’un biais méthodologique lié à l’utilisation des classes sociales comme critère de regroupement. En effet, la variable « religion » n’ayant pas été contrôlée, il n’est pas impossible que les résultats aient été fortement influencés par le niveau de religiosité des sujets interrogés. Lerner fait d’ailleurs brièvement allusion à ce problème dans sa publication :
«…la plupart des répondants du type C (sujets à forte CMJ) ont été trouvés dans le groupe des ouvriers caractérisé par ailleurs, par un faible niveau d’éducation et une orientation religieuse fondamentaliste. » (Lerner, 1980, p.168). 

b)       L’ancrage religieux de
la CMJ : 

Dans tous les grands courants religieux et particulièrement dans le Christianisme, l’idée d’une justice divine qui récompenserait les sujets vertueux et punirait ceux qui ne respectent pas les règles morales imposées, constitue une représentation centrale. Dés lors, le lien entre croyance en un monde juste et religiosité semble évident. A ce propos, Lerner a écrit : « D’après la théorie de la croyance en un monde juste, il existerait des mécanismes qui permettent aux gens de se sentir en sécurité et de rester optimiste, mais la promesse d’échapper à une souffrance imméritée et d’accéder à la réalisation de ses désirs, n’est pas une promesse d’immortalité. Comment la peur de la mort, influence-telle alors la nature et le fonctionnement de ces mécanismes ? Mes premières réflexions m’ont conduit vers les mythes et les enseignement diffusés par les grandes religions dans lesquelles, la mort et ce qui arrive après la mort joue un rôle central. Les religions judéo-chrétiennes dépeignent le portrait d’un Dieu de pardon et de justice qui assure à ses fidèles que les vrais croyants et les gens droits ne souffriront pas injustement. La souffrance de Job a été compensée, et sa foi face à la souffrance qui lui a été infligée, a finalement été récompensée. Le martyre de Jésus nous a apporté la rédemption du péché originel et a promis à tous les chrétiens l’ultime récompense, le bonheur au Paradis. Nous avons tous entendu parler de gens qui sur leur lit de mort, se sont déclarés heureux de quitter ce monde pour rejoindre Dieu au Paradis. Cette promesse du Paradis, rend les gens moins effrayés par leur propre victimisation ou par celle d’autrui. » (Lerner, 1997, p.29). Ainsi, la religion aurait notamment pour fonction de permettre aux croyants de ne pas considérer les événements douloureux comme injustes, ni pour eux ni pour les autres, mais plutôt comme des mises à l’épreuve ou encore des punitions méritées. A cet égard, la religion, véhicule des croyances très proches de
la CMJ qui affirme quant à elle qu’aucune souffrance n’est imméritée et qu’il n’existe aucune injustice dans ce monde. Maes (1998) fait d’ailleurs découler son concept de croyance en une justice finale, qu’il considère par ailleurs comme étant une sous-dimension de
la CMJ, directement de la religion : « la seconde tendance est associée à certaines doctrines religieuses, dans lesquelles la consolation de l’injustice actuelle sur terre sera fournie par la plus haute justice promise – peut être dans un autre monde ou dans un cadre temporel plus large ; donc je nommerai cette seconde tendance « croyance en la justice finale » » (Maes, 1998, p.12).

Dés 1975, Rubin et Peplau ont testé l’hypothèse d’un lien de corrélation positif et significatif entre religiosité et CMJ. Ils ont trouvés un lien de corrélation de r = .42 entre le niveau de CMJ et l’assiduité de fréquentation de l’Eglise déclarée par les sujets, ainsi qu’un lien de corrélation de r = . 31 entre le niveau de CMJ des sujets et leur niveau de religiosité (foi en un Dieu actif). Plus récemment,  Furnham et Reilly (1991) ont trouvé dans un échantillon de sujets anglais et dans un échantillon japonais, que les sujets les plus religieux avaient de plus hauts scores de CMJ que les autres sujets interrogés. De la même façon, Szmajke (1991) a trouvé que le niveau de CMJ des sujets Polonais adultes très religieux était légèrement plus élevé que celui des Polonais adultes moins-religieux. Zweigenhaft, Phillips, Adams, Morse et Horan (1985) ont supposé que l’association entre CMJ et religiosité trouvée par Rubin et Peplau (1975) et par Sorrentino et Hardy (1975) ne serait pas vraie pour toutes les sortes de groupes religieux. Ils ont ainsi pu montrer que la référence inverse était vraie pour les membres d’un mouvement religieux protestant nommé les Quakers qui a pour spécificité de ne reconnaître ni sacerdoce, ni sacrement et de s’opposer à toute forme de guerre. Ils en ont conclu que
la CMJ  dépendait de la manière dont les gens étaient religieux et pas simplement de la force de leur croyance. Plusieurs études ont supposé que
la CMJ était particulièrement liée au protestantisme et à l’éthique protestante qui insiste sur l’importance du travail et du mérite. Lerner (1978) a trouvé une corrélation de r = .35. Furnham et Rejamanickam (1992) ont trouvé des corrélations assez élevées entre CMJ et éthique protestante : r = .52 en Grande Bretagne, r = .49 en Inde. Des corrélations semblables ont été établies par Wagstaff (1983) sur un échantillon d’écossais adultes (r = .51) et par Ma et Smith (1985 ; r = .33). Cependant, si la grande majorité des études menées sur ce thème a confirmé l’existence d’un lien entre différents indicateurs de l’engagement religieux et l’adhésion des sujets à
la CMJ, quelques études ont apporté des résultats contradictoires. Par exemple, dans une étude qui portait sur un échantillon de 190 étudiants de grandes écoles américaines, Crozier et Zweigenhaff (1985) ont trouvé entre la variable « importance de la religion » et la variable « CMJ », un lien de corrélation inverse à celui généralement trouvé entre religiosité et CMJ.

Lors de la validation en 1992 de son échelle multidimensionnelle de
la CMJ qui incluait la dimension « croyance en une justice finale », Maes a testé l’hypothèse d’un lien de corrélation entre CMJ et croyance en une justice finale. Il a alors trouvé une corrélation significative entre la croyance en une justice finale et l’importance accordée à la religion (r = .36). Par la suite Bègue (2002) a également trouvé une corrélation significative entre la croyance en une justice finale mesurée au moyen de l’échelle de CJF construite par Maes et l’engagement religieux (r = .26) (seules les dimensions CJF et CJI de l’échelle multidimensionnelle de Maes ont été reprises dans cette étude, sans avoir fait l’objet d’une procédure de validation préalable sur un échantillon de sujets français).

 Si un grand nombre de résultats atteste de l’existence d’un lien entre différents indicateurs de l’engagement religieux et la croyance en un monde juste (y compris
la CJF), nous pouvons toutefois regretter le manque de résultats portant sur des population autres qu’occidentales. Il serait pourtant intéressant d’évaluer le lien entre CMJ et engagement religieux pour d’autres religions que la religion judéo-chrétienne, par exemple les adeptes de la religion musulmane qui est la deuxième religion au monde en nombre de fidèles.  

E.      Problématique et hypothèses de recherche : 

a)       L’absence d’outils visant à mesurer
la CMJ au niveau « irrationnel-préconscient » : 

Comme nous l’avons vu précédemment, Lerner a récemment insisté sur la nécessité pour les chercheurs travaillant sur
la CMJ de ne pas se limiter à la prise en compte du seul niveau « rationnel-conscient » de réaction au stimulus « injustice » et de prendre également en considération le niveau « irrationnel-préconscient ». Or, jusqu’à présent, tous les outils de mesure qui ont été développés demandent directement aux sujets interrogés de prendre position par rapport à des affirmations relatives au caractère juste ou injuste du monde dans lequel ils vivent. Des affirmations du type « Dans le fond, le monde est un endroit juste »(Rubin et Peplau, 1975) ou encore, « Malgré beaucoup d’injustice, au final, la balance de la justice finit par s’équilibrer » (Maes, 1992) nous semblent être suffisamment explicites pour que les sujets soient conscients d’être interrogés sur leurs opinions concernant la prévalence du caractère juste ou injuste du monde dans lequel ils vivent. Par conséquent, il est très probable qu’ils exercent un contrôle conscient relativement élevé sur leurs réponses, veillant à ne pas passer pour des individus crédules qui n’auraient pas conscience des réalités du monde dans lequel ils évoluent. 
Dans un article publié en 1986, Lerner qui se préoccupait déjà de la nécessité de distinguer deux niveaux de réponses concernant
la CMJ écrivait :
« Et si pourtant vous deviez demander à des gens, en particulier à ceux qui sont raisonnablement ins­truits, sans fortes convictions religieuses, s’ils croient vivre dans un monde juste où les gens peu­vent avoir et ont ce qu’ils méritent, où les bonnes choses arrivent aux bons et où seuls les méchants ou ceux qui agissent bêtement sont appelés à souf­frir, à quelle réponse vous attendriez-vous? La plu­part répondraient dans le sens d’un « bien sûr que non ». Seuls de très jeunes enfants naïfs et peut-être quelques adultes faibles ou très poltrons entretien­nent ces contes de fées, en guise de béquilles affec­tives. En tant qu’adultes mûrs et sensés, ils ont une vision d’un monde où les choses arri­vent selon des lois physiques et sociales naturelles, raisonnablement bien connues qui n’ont rien à voir avec le mérite ou l’équité mais sont plutôt des manifestations prévisibles fondées sur la mise en œuvre du pouvoir et des forces sociales. Je crois que, pour la plupart de ces gens, ceci est une description honnête et exacte de la façon dont ils considèrent consciemment le monde et eux-mêmes. Mais il est facile en même temps de démon­trer qu’ils restent fortement sensibles aux signes d’injustice de leur monde; et aussi qu’ils orientent leurs propres vies, organisent leurs projets et leurs efforts comme s’ils croyaient vraiment vivre dans un monde où les gens, du moins leurs pareils, obtiendraient ce qu’ils méritent, au bout du compte. En d’autres termes, même s’ils prétendent autre chose, ils vivent encore de « contes de fées» et y croient, à un niveau qui n’apparaît pas dans leur conversation consciente. » (Lerner, 1986 p.206). 
Cette citation nous paraît résumer très clairement la difficulté qu’il y a à mesurer une croyance que les gens sont réticents à exprimer publiquement. Ce caractère « peu avouable » de la croyance en un monde juste nous semble en effet impliquer la nécessité de construire de nouveaux outils de mesure qui visent à contourner le contrôle conscient que les sujets interrogés exercent sur leurs réponses. 

       Afin d’apporter notre contribution à cette entreprise, nous avons imaginé un outil de mesure inspiré des travaux menés par Ellard (1983). Dans son expérience, John Ellard a constitué deux groupes d’étudiants, un premier groupe chez qui avait été préalablement induit le sentiment d’être « sur-bénéficiaires » (Seuls les avantages de la vie étudiante avaient été rendus saillants) et un second groupe chez qui c’est le sentiment d’être sous-bénéficiaire qui avait été préalablement induit (Seuls les inconvénients de la vie étudiante avaient été rendus saillants). Il leur était ensuite demandé d’indiquer leur degré d’optimisme ou de pessimisme envers leur avenir, c’est­ à-dire la plausibilité d’avoir, au cours des dix pro­chaines années -par rapport à l’individu moyen -une maladie grave, un divorce, une perte d’emploi, etc… Il était alors observé que les sujets « sur-bénéficiaires » avaient tendance à fournir un pronostic pessimiste de leur avenir tandis que les sujets « sous-bénéficiaires » fournissaient un pronostic plutôt optimiste. Pour Lerner, « Tout se passait comme s’ils supposaient qu’une main magique guidait leur des­tin, de telle sorte que l’avenir compense exactement les iniquités du présent. Les privations subies seraient compensées et les « sur-bénéficiaires » seraient privés de façon adéquate. » (Lerner, 1986 p.208). Selon lui ce serait donc la force de leur croyance en une justice finale qui a déterminé l’orientation plus ou moins optimiste de leur pronostic.

Nous nous sommes inspirés de cette expérience pour réaliser deux petits scénari fictifs présentant tour à tour le cas d’un sujet « sur-bénéficiaire » et celui d’un sujet « sous-bénéficiaire », le principe étant de demander ensuite aux sujets interrogés de fournir un pronostic quant aux probabilités d’échec ou de réussite à venir du sujet fictif présenté. Des affirmations concernant la survenue ultérieure d’une réussite ou d’un échec dans différents domaines sont alors proposés et le sujet choisit sur des échelles de mesure, quel niveau de probabilité il attribue à la survenue de chacune de ces propositions. Si dans l’expérience d’Ellard, il était demandé aux sujets de fournir un pronostic quant à leur propre avenir, après induction soit du sentiment d’être « sur-bénéficiaire », soit du sentiment inverse, ici, le pronostic est demandé pour une autre personne (un sujet fictif). C’est donc la représentation d’un sujet soit « sur-bénéficiaire », soit « sous-bénéficiaire » que nous souhaitons activer afin de mesurer la façon dont les sujets mobilisent leur croyance en une justice finale pour établir un pronostic concernant l’avenir du sujet fictif présenté.

Nous partons donc du principe que conformément aux résultats obtenus par Ellard, plus les sujets interrogés fourniront un pronostic optimiste concernant l’avenir du sujet « sous-bénéficiaire », plus cela indiquera qu’ils croient fortement en un monde juste, ou en tout cas, en la prévalence d’une justice « finale » (CJF) et inversement pour le cas du sujet « sur-bénéficiaire ». L’objectif d’une telle procédure est d’obtenir une mesure de la croyance en une justice finale à un niveau le plus proche possible du niveau que Lerner qualifie de « irrationnel-préconscient », c’est à dire à un niveau où le contrôle conscient exercé sur les réponses est le plus faible possible. Dans cette recherche, pour des raisons pratiques, nous nommerons cette mesure de
la CJF, la « CJF préconsciente », afin de signifier qu’il s’agit d’une mesure qui a pour principal objectif de contourner le contrôle conscient des sujets interrogés. 

L’un des objectifs de cette étude est donc d’évaluer la validité interne et la validité théorique de ce nouvel outil de mesure. 

b)       Des incertitudes concernant les facteurs qui déterminent l’acquisition de
la CMJ : 

Comme nous l’avons évoqué précédemment, un certain nombre de travaux suggère que
la CMJ est fortement liée à la religiosité des sujets. Or, d’autres recherches ont également attesté de l’importance de la fonction adaptative de
la CMJ, ce qui soulève une question qui n’a pas encore fait l’objet de travaux de recherches spécifiques, à savoir : 


La CMJ est-elle acquise par nécessité adaptative ou bien par l’intégration et l’acceptation de normes, de valeurs et de croyances véhiculées par certaines religions ? 

Comme nous l’avons vu précédemment, Lerner et Elkinton ont mené aux Etats Unis, une étude (Lerner et Elkinton, 1970) qui a fourni des résultats d’un grand intérêt concernant la question à laquelle nous cherchons à répondre. Ils ont en effet trouvé que les sujets issus de la classe ouvrière, considérés comme économiquement et socialement défavorisés, faisaient preuve d’une plus forte CMJ que ceux issus de la classe moyenne supérieure, considérés comme économiquement et socialement favorisés. De plus parmi ces ouvriers, ceux qui croyaient le plus en la justice du monde étaient aussi ceux qui avaient rencontré le plus de problèmes et d’obstacles dans leur vie et qui se sentaient le moins capables d’améliorer leurs conditions de vie.

De tels résultats laissent supposer que les gens qui sont confrontés à des conditions de vie difficiles pouvant être vécues comme injustes ont tendance à adhérer plus que les autres à
la CMJ, car comme nous l’avons vu dans la partie consacrée à la fonction adaptative de cette croyance,
la CMJ permet à la fois de mieux accepter les difficultés et de garder confiance et espoir en l’avenir. C’est d’ailleurs l’interprétation proposée par Lerner qui insiste cependant sur le fait que les ouvriers Américains sont généralement plus fondamentalistes dans leurs croyances religieuses ce qui ne lui permet pas d’interpréter ces résultats comme résultant uniquement de l’effet « classes sociales ». Il est en effet possible que les différences en termes de croyances religieuses entres les différents groupes aient fortement influencé les résultats, la religion véhiculant un certain nombre de normes et de valeurs qui s’accordent pleinement avec
la CMJ. Comme nous l’avons évoqué précédemment, la croyance religieuse est par ailleurs très fortement corrélée à
la CMJ, ce qui fait d’elle une variable potentiellement parasite dans cette étude dans la mesure où elle n’a pas été contrôlée.

C’est pourquoi nous avons souhaité vérifier dans la présente recherche que l’hypothèse suivant laquelle le fait d’être confronté à des conditions de vie difficiles serait un facteur qui favorise l’adhésion à
la CMJ, reste valide lorsque l’influence de l’engagement religieux sur
la CMJ a été contrôlée. Le terme d’engagement religieux est utilisé ici pour désigner conjointement, le fait de croire plus ou moins en Dieu et celui de participer avec plus ou moins d’assiduité aux différents rites religieux. Nous nous proposons donc de tester l’hypothèse générale selon laquelle, Le fait d’être confronté à des conditions de vie défavorables favorise l’adhésion des sujets concernés à
la CMJ, indépendamment de leur niveau d’engagement religieux. 

Afin d’y parvenir, nous nous sommes inspirés pour la présente recherche, de l’étude de Lerner et Elkinton, mais en veillant cette fois-ci à contrôler un certain nombre de variables représentatives du niveau d’engagement religieux des sujets interrogés.

Nous verrons également lors de la présentation de notre méthode de recherche, que nous avons choisi de ne pas reprendre le critère de classe sociale utilisé comme critère de regroupement par Lerner et Elkinton, mais plutôt un critère plus subjectif correspondant au fait de se sentir plus ou moins défavorisé dans différents domaines par rapport au reste de la population.

Avant de tester cette hypothèse et afin de mieux comprendre le rôle joué par le facteur  « religieux » dans le processus d’adhésion à
la CMJ, nous vérifierons dans un premier temps que les sujets croyants adhèrent davantage à
la CMJ que les non-croyants, puis nous comparerons le niveau d’adhésion des sujets à
la CMJ en fonction du type de religion à laquelle ils adhèrent. Plusieurs études dont nous avons fait état dans le chapitre consacré aux liens entre CMJ et religion ont en effet suggéré que
la CMJ ne dépend pas uniquement du fait de croire ou non en DIEU, mais également de la façon dont on y croit et donc du type de religion auquel on se rattache.   
Ces trois hypothèses seront testées en parallèle sur la croyance en une justice finale car il s’agit d’une dimension de
la CMJ qui a été décrite par Maes (1998) comme découlant directement de certaines doctrines religieuses. Cette dimension a d’ailleurs été corrélée  significativement avec l’engagement religieux dans deux études, l’une menée par Maes (1992) lors de la validation de la version allemande de son échelle multidimensionnelle de CMJ et l’autre par Bègue (2002) lors d’une étude effectuée sur un échantillon français. Par ailleurs,
La CJF, parce qu’elle prédit une future réparation des injustices, devrait avoir une fonction adaptative particulièrement importante. Or, si de nombreux résultats attestent de la fonction adaptative de
la CMJ, aucune étude ne s’est encore fixé pour objectif de corroborer une telle hypothèse concernant
la CJF.   

Finalement, des analyses statistiques seront menées à titre exploratoire sur les dimensions CMI et CJI afin de mieux comprendre leur fonctionnement. 

c)       Récapitulatif de nos hypothèses de recherche : 

Six hypothèses de travail seront donc testées dans cette recherche : H1 : Les sujets croyants adhèrent plus à
la CMJ que les non-croyants. 

H2 : Les sujets croyants adhèrent plus à
la CJF que les non-croyants. 
H3 : Le niveau d’adhésion à
la CMJ des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes. 

H4: Le niveau d’adhésion à
la CJF des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes. 
H5: Le fait pour une personne de se sentir défavorisé prédit son adhésion à
la CMJ, indépendamment de son niveau d’engagement religieux. 

H6 : Le fait pour une personne de se sentir défavorisé prédit son adhésion à
la CJF, indépendamment de son niveau d’engagement religieux. 

       III.      METHODOLOGIE : 

A.      Objectifs de cette étude : 

Cette étude répond à deux objectifs majeurs ainsi qu’à un objectif secondaire : ·        1er objectif : Construire et valider à titre exploratoire un outil visant à mesurer la croyance en une justice finale à un niveau que lerner qualifie de « irrationnel-préconscient » afin de compléter les outils existants qui mesurent les différentes dimensions de
la CMJ uniquement au niveau « rationnel-conscient », c’est à dire à un niveau où les sujets exercent un fort contrôle conscient sur leurs réponses, veillant à fournir des réponses normativement conventionnelles. 

·        2ème objectif : Mieux comprendre le rôle joué par les croyances religieuses dans le processus d’adhésion à
la CMJ et vérifier que
la CMJ et
la CJF peuvent être prédites par des indicateurs représentatifs du facteur « adaptatif », indépendamment du niveau d’engagement religieux des sujets (l’effet des dimensions CMI et CJI sera également évalué à titre exploratoire). 
·        Enfin, un objectif secondaire de cette étude consistera à valider une version française de l’échelle multidimensionnelle de mesure de
la CMJ développée récemment par l’allemand Jürgen Maes. Cette échelle est encore très peu utilisée et il n’existe toujours pas de version française qui ait été validée. 

B.      Matériel : Les différentes composantes du Questionnaire et les étapes de leur construction : 

a)       Les étapes de la construction d’un outil mesurant la croyance en une justice finale au niveau « irrationnel-préconscient » : 

Nous avons construit un outil de mesure de
la CMJ dont l’objectif est de contourner le plus possible le contrôle conscient des sujets interrogés. En effet, Comme nous l’avons vu précédemment, Lerner distingue 2 niveaux de CMJ : Un premier niveau « rationnel-conscient », qui correspondrait à ce que les gens veulent bien nous dire de leur croyance (D’après Lerner, à ce niveau les réponses des sujets interrogés seraient soumises à un fort contrôle conscient qui les inciterait à fournir des réponses qu’ils estiment normativement appropriées) et un deuxième niveau « irrationnel-préconscient » auquel le contrôle conscient serait moins important et les réponses plus spontanées. Ce nouvel outil de mesure diffère des échelles de CMJ existantes car il est fondé sur la mesure de la réaction des sujets à des scénari fictifs qui présentent des cas d’injustice. Concrètement, nous avons imaginé deux scénari fictifs présentant deux types d’injustices différents : 
·        Un premier scénario sensé activer la représentation d’un individu qui a obtenu dans sa vie beaucoup plus qu’il ne mérite. L’injustice présentée ici est donc bénéfique pour le sujet fictif. Ce cas fictif est appelé « cas du sujet sur-bénéficiaire ». 

·        Un second scénario sensé activer la représentation d’un individu qui a obtenu dans sa vie beaucoup moins qu’il ne mérite. L’injustice présentée ici est donc pénalisante pour le sujet fictif. Ce cas est appelé « cas du sujet fictif sous-bénéficiaire ». 

Pour chaque cas fictif, les sujets sont invités à se positionner par rapport à 5 affirmations qui concernent le devenir du sujet présenté dans le scénario. Sur ces 5 affirmations, 3 prédisent une réussite ultérieure du sujet fictif dans différents domaines et 2 prédisent un échec. Pour chacune de ces affirmations, il est demandé aux sujets de fournir un pronostic concernant l’avenir du sujet fictif en se positionnant sur une échelle de réponses allant de très probable à très peu probable. Dans un premier temps, les items qui prédisent un échec sont soumis à une cotation inversée par rapport à celle des items qui prédisent une réussite.  Un exemple est donné ci-dessous (item prédisant la réussite à venir du sujet fictif) : 

Item 4 : Il bénéficiera d’une importante promotion 

Très probable

 

Probable

 

Assez probable

 

Assez peu  probable

 

Peu probable

 

Très peu probable

 

Le principe général veut que plus les sujets croient en la prévalence d’une justice finale, plus ils auront tendance à rétablir l’équilibre de la justice en fournissant un pronostic d’avenir défavorable pour le sujet sur-bénéficiaire et favorable pour le sujet sous-bénéficiaire. L’élaboration des scénari et des 2 échelles qui s’y rattachent, s’est faite en 3 étapes : 

·        Deux premiers scénari ont été imaginés et rédigés. ·        Des entretiens ont été menés au cours desquels les sujets devaient lire chacun des scénarios et compléter les échelles de mesure s’y rapportant. Il leur était ensuite demandé d’expliquer leurs réponses et de donner leur opinion sur chacun des deux sujets fictifs. 

·        Des modifications dans les scénari ont été apportées sur la base des jugements recueillis, afin de nous assurer que les critères de jugement présents dans le texte, n’étaient pas de nature à générer des réponses trop homogènes (problème de discrimination des sujets sur la base de leurs réponses) ou encore à placer les sujets interrogés dans l’incapacité de répondre (cas où les textes seraient trop imprécis pour que les sujets se sentent en mesure de répondre aux questions).   

Ces étapes effectuées, nous avons du nous assurer du fait que le premier scénario fictif active bien la représentation d’un sujet « sur-bénéficiaire » chez les sujets interrogés et que le deuxième scénario active celle d’un sujet « sous-bénéficiaire ». Pour cela, nous avons effectué un pré-test sur un échantillon de 107 étudiants en leur demandant après avoir lu chacun des scénari et complété l’échelle correspondante, de bien vouloir répondre à la question suivante : 

Pensez vous que Monsieur X est* :

Très privilégié

 

Privilégié

 

Plutôt privilégié

 

Plutôt pas privilégié

 

Pas privilégié

 

Pas du tout privilégié

 

*Les réponses étaient cotées de 6 points pour « très privilégié » à 1 point pour « pas du tout privilégié » afin de calculer un score total de privilège perçu pour chacun des deux sujets fictifs. 

Tableau 1 : Présentation des résultats concernant les représentations activées par les scénari fictifs : 

Privilège perçu pour le sujet fictif du 1er  scénario :  98,1% des sujets estiment qu’il est privilégié        (score > 3). 

Privilège perçu pour le sujet fictif du 2ème   scénario :  88,8 % des sujets considèrent qu’il n’est pas privilégié (score  < 3 ).  

Comparaisons des scores moyens de privilège perçu (T de Student pour échantillons appariés) :  Le score moyen de privilège perçu pour le sujet fictif du 1er scénario est très significativement différent de celui du sujet fictif du 2ème scénario (moyenne du 1er scénario = 4.58, moyenne du 2ème scénario = 2.60, t = 15.31; ddl = 106; P< 0.01). Le sujet du 1er scénario a donc été perçu comme étant significativement plus privilégié que celui du 2ème scénario. 

Conclusion : D’après les résultats de ce pré-test, nous avons considéré que conformément à nos attentes, le 1er scénario est bien de nature à activer chez les sujets interrogés, la représentation d’un sujet privilégié (sur-bénéficaire) tandis que le 2ème scénario active celle d’un sujet non-privilégié (sous-bénéficiaire). 

Lors de cette phase de prétest, nous avons également effectué une première estimation de la validité interne des ces deux échelles de 5 items afin d’obtenir quelques garanties quant à la possibilité ultérieure de calculer des scores de CJF « préconsciente ». L’échantillon utilisé n’étant que de 107 sujets, une seconde validation sera effectuée sur notre échantillon définitif qui en comptera presque 3 fois plus. Dans un premier temps, nous avons donc recherché la présence d’un facteur général dans chacune des ces deux échelles à l’aide d’une analyse en composantes principales sans rotation varimax et avec extraction des composantes dont la valeur propre est supérieure à 1. Les résultats de cette analyse statistique sont indiqués dans le tableau ci-dessous. 

Tableau 2 : Résultats du pré-test de la validité interne des échelles « CJF.PREC.1 » et « CJF.PREC.2 » : 

% de variance expliquée par le facteur 1 

Saturation des items sur F1* (dans les 2 échelles, seule la première composante avait une valeur propre > 1) 

Echelle se rapportant au cas du sujet « sur-bénéficiaire »   

47.49 

I1 :   .680 I2 :   .750 I3 :  -.689 

I4 :   .757

I5:   -.549

Echelle se rapportant au cas du sujet « sous-bénéficiaire »   

64.21 

I1 :   .787 I2 :   .782 I3 : -.837 

I4 :   .751

I5 : -.845

*Les 2 items qui prédisaient un échec étaient cotés en sens inverse par rapport aux 3 items qui prédisaient une réussite. Comme attendu, les saturations étaient inversées sur le facteur 1 ce qui nous a autorisé à les recoder afin de permettre le calcul d’un indice d’homogénéité interne pour chacune des 2 échelles (Alpha de Cronbach). 

Dans un 2ème temps, tous les items ayant été recodés dans le même sens, nous avons calculé un Alpha de Cronbach afin d’évaluer l’homogénéité interne des 2 échelles. Les Alpha de Cronbach étaient respectivement de .71 pour l’échelle se rapportant au cas du sujet fictif « sur-bénéficiaire » et de .85 pour l’échelle se rapportant au cas du sujet fictif « sous-bénéficiaire ». 

Conclusion : Bien que pour chacune de nos échelles, le pourcentage de variance expliqué par le 1er facteur ainsi que l’indice de cohérence interne, soient tout à fait satisfaisants, nous notons d’ors et déjà que l’échelle se rapportant au cas d’un sujet « sous-bénéficiaire » présente une meilleure validité interne que celle qui se rapporte au cas d’un sujet « sur-bénéficiaire ». Il nous faudra donc vérifier que ces résultats se retrouvent lors de la phase de validation de ces  échelles sur notre échantillon définitif, mais globalement, ceux-ci sont encourageants quant aux possibilités ultérieures de validation de ces 2 outils. Notons également que si ces résultats se maintiennent, cela pourrait éventuellement indiquer que
la CJF n’est pas activée de la même façon, suivant que l’injustice présentée bénéficie au sujet ou qu’elle le pénalise. Bien évidemment, il se pourrait aussi que ces résultats trouvent en partie leur explication dans le contenu des scénari, malgré les précautions que nous avons pu prendre lors de sa réalisation. 

b)       Traduction et adaptation de L’échelle multidimensionnelle Allemande de mesure de
la CMJ développée par Jürgen Maes : 

Pour cette étude, nous avons choisi d’utiliser l’échelle multidimensionnelle construite et validée psychométriquement par le psychosociologue Allemand Jürgen Maes en 1992. Ce choix a été fait pour plusieurs raisons : ·        C’est à notre connaissance la seule échelle qui mesure les 4 sous-dimensions que nous souhaitons étudier : 

o       La croyance en un monde juste (CMJ) o       La croyance en un monde injuste (CMI) 

o       La croyance en une justice finale (CJF)  o       La croyance en une justice immanente (CJI) ·        Lors de la validation en 1992 de la version originale en langue allemande de cette échelle, des résultats très satisfaisants, tant sur le plan de la validité interne que sur celui de la validité théorique ont été obtenus. Une solution à 4 facteurs a été trouvée par Maes à l’aide d’une analyse en composantes principales avec rotation varimax et les indices de cohérence interne (Alpha de Cronbach) étaient respectivement de .87 pour
la CMJ, .83 pour
la CJI, .87 pour
la CJF et .61 pour
la CMI. Cette validation a été réalisée dans le cadre d’une vaste étude visant à évaluer les attitudes des sujets envers le cancer suivant leur niveau et leur type de croyance en un monde juste. Des questionnaires avaient été auto-complétés par un échantillon de 326 Allemands (77.6% des questionnaires distribués) dont les caractéristiques étaient les suivantes : L’âge moyen était de 27.5 ans (âge allant de 15 à 66 ans). 60% de ceux qui ont répondu étaient des étudiants, 40% étaient des employés, 62.5% étaient des femmes et 37.5% étaient des hommes. Sur le plan théorique, il avait été constaté que les dimensions se corrélaient de façon différentielle avec un certain nombre de variables contrôlées par cette étude et la plupart de ces liens de corrélation étaient cohérents avec les hypothèses émises par Maes quant à la façon dont chacune des dimensions mesurées était sensée orienter les réponses des sujets. D’après ces différents résultats, cette échelle multidimensionnelle allemande apparaît donc particulièrement fiable tant du point de vue purement psychométrique que du point de vue conceptuel et théorique. 

·        Enfin, cette échelle n’a pas encore été validée en France, ce que nous nous proposons de réaliser dans cette recherche.

Nous avons ainsi traduit cette échelle en langue française et l’avons légèrement modifiée dans le but de la rendre plus générale, moins orientée vers le domaine spécifique de la maladie. En effet, la version originale étant destinée à être utilisée dans le cadre d’une étude sur les attitudes envers le cancer et les malades du cancer, Maes avait orienté un grand nombre des items vers le domaine de la maladie. De plus il ne souhaitait pas que les deux nouvelles dimensions qu’il testait pour la première fois, à savoir
la CJI et
la CJF, soient testées dans deux domaines distincts, préférant construire deux sous-échelles se rapportant à un même domaine, celui des maladies graves. Sur les 19 items de cette échelle de mesure de
la CMJ, seuls 7 des 9 items des échelles de CJF et de CJI portaient sur le domaine spécifique de la maladie, les 2 items restant avaient un caractère très général et ne portaient donc sur aucun domaine particulier. Les 10 autres items se rapportant à
la CMJ et à
la CMI avaient également un caractère très général. Nous avons donc modifié très légèrement 3 des 7 items spécifiques en vue de donner un caractère plus général à cette échelle. Les 3 items modifiés faisaient partie de l’échelle de CJI car la totalité des 5 items de cette échelle portait exclusivement sur le domaine de la maladie alors qu’un seul item de l’échelle de CJF portait sur ce domaine spécifique. Ces  items n’ont été que très légèrement modifiés afin de les adapter à d’autres domaines sans trahir le sens des phrases d’origine. Les modifications apportées sont indiquées dans le tableau ci-après : 

Tableau 3 : Présentation des modifications apportées à l’échelle de CJI 

Items originaux

Items modifiés + n° de présentation dans la version française

Beaucoup de malades sont responsables de leur souffrance.  I3 : Beaucoup de gens seuls sont responsables de cette situation douloureuse. 
Normalement on ne tombe pas malade quand ça n’est pas mérité.  I17: Normalement on ne tombe pas dans un chômage de longue durée quand ça n’est pas mérité. 
Un homme bon va rarement tomber gravement malade.  I19: Un homme bon va rarement subir un mauvais coup du sort. 

Ces modifications effectuées, nous avons également changé l’ordre de présentation des items car dans sa publication de 1992, Maes les avait présentés regroupés par dimension.  Enfin, conformément à la méthode utilisée par Maes, pour chaque item, les sujets interrogés avaient à choisir parmi 6 possibilités de réponses allant de « tout à fait d’accord » à « pas du tout d’accord ». Cette échelle ne comportant pas d’items inverses, les réponses « tout à fait d’accord » sont toujours cotées 6 points (adhésion maximum au type de croyance signifié par l’item) tandis que les réponses « pas du tout d’accord » sont cotées 1 point (rejet du type de croyance signifié par l’item). Un exemple est donné ci-dessous (item de CJF): 

Item 13 : Même les personnes qui souffrent d’une grave malchance peuvent espérer que quelque chose de bien finira par venir rétablir la balance. 

Tout à fait d’accord

 

D’accord

 

Plutôt d’accord

 

Plutôt pas d’accord

 

Pas d’accord

 

Pas du tout d’accord

 

c)       Mesure de la privation personnelle perçue : 

Puisque l’une de nos hypothèses générales suggère que plus les gens ont à faire face dans leur vie à des situations difficiles pouvant être vécues comme injustes, plus ils auront tendance à adhérer à
la CMJ (croyance leur permettant de mieux accepter ces difficultés) nous avions besoin de mesurer cette composante adaptative. Le critère d’appartenance à une classe sociale plus ou moins défavorisée utilisé dans l’étude de Lerner et Elkinton (1980) comme critère de regroupement ne nous a pas semblé être le plus judicieux pour cette étude du fait notamment des difficultés d’opérationnalisation qu’il engendre mais aussi parce qu’il ne permet pas d’appréhender la façon dont les gens considèrent leur situation personnelle. Afin d’évaluer l’influence du facteur « adaptatif » sur les différentes composantes de
la CMJ, nous avons donc choisi de remplacer la variable « classes sociales » par la variable « sentiment de privation personnelle perçue » qui présente l’intérêt de nous renseigner sur la façon dont les gens perçoivent leur situation personnelle dans différent domaines de vie (domaine des relations affectives, domaine de la santé et domaine financier) alors que la variable « classe sociale » ne nous aurait renseigné que sur leur situation socio-économique réelle, ne permettant de prendre en considération, ni leur situation personnelle dans d’autres domaines, ni la façon dont ils la perçoivent. Il nous a semblé en effet que pour qu’une personne éprouve le besoin d’adhérer à une croyance dont les fonctions principales seraient d’aider à garder espoir en l’avenir et à mieux accepter ses conditions de vie, encore faut-il qu’elle perçoive quelques motifs d’insatisfaction dans au moins un des domaines les plus importants à ses yeux. Le domaine où la privation est la plus durement ressentie étant certainement le domaine des relations affectives et amoureuses, nous avons choisi d’introduire une variable mesurant le « sentiment de privation personnelle perçue dans le domaine de la vie sentimentale et amoureuse ». Par ailleurs, les problèmes de santé et les difficultés financières étant vraisemblablement de nature à engendrer de forts sentiments de privation et d’injustice, deux variables s’y rapportant ont également été introduites dans le questionnaire. Une question relative à chacun de ces domaines a donc été introduite dans le questionnaire et les sujets interrogés étaient invités à choisir parmi 6 réponses possibles allant de « très défavorisé » à « très favorisé ». Les réponses « très défavorisé » étaient cotées 6 points et les réponses « très favorisé » étaient cotées 1 point. La question relative au domaine de la santé physique est donnée ci-dessous à titre d’exemple : 

Sur le plan de votre santé physique, vous sentez vous défavorisé ? 

Très défavorisé

 

Défavorisé 

 

Un peu défavorisé

 

Un peu favorisé

 

Favorisé

 

Très favorisé

 

Les sujets se verront ainsi attribuer une note pour chacune de ces 3 variables de « privation personnelle perçue », note qui devrait nous permettre de tester séparément l’effet de chaque type de privation personnelle perçue sur l’adhésion des sujets aux différentes dimensions de
la CMJ. 

d)       Mesure de la variable « religion » : 

Afin d’évaluer l’influence du facteur « religieux » sur l’adhésion aux différentes dimensions de
la CMJ, la variable « religion » a été divisée en 4 composantes : 
·        La religiosité : Fait de croire plus ou moins en l’existence d’un dieu quel qu’il soit. 

·        Le dogmatisme religieux : Fait de douter plus ou moins fortement de l’existence de Dieu. ·        La pratique religieuse : Fait d’effectuer plus ou moins souvent les différentes pratiques liées à sa religion d’appartenance. 

·        Le type de religion d’appartenance. 

Ces 4 composantes du facteur « religieux » ont été traitées séparément afin de recueillir des informations précises quant aux liens qui peuvent exister entre chacune d’elles et les différentes dimensions de
la CMJ. Il est en effet important de ne pas traiter la religion comme une variable globale si l’on veut mieux comprendre les liens qu’elle entretient avec
la CMJ. les résultats d’études menées sur ce sujet suggèrent effectivement que
la CMJ ne dépend pas seulement du fait de croire ou non en Dieu, mais aussi de la façon dont on y croit ainsi que du type de religion auquel on se rattache (Zweigenhaft, Phillips, Adams, Morse et Horan, 1985)
. Ces 4 variables représentatives du facteur « religieux » ont été traitées, soit comme des variables nominales, soit comme des variables d’intervalle : 
·        La variable religiosité est une variable nominale à 3 modalités : Croyant (codage=2) / Non croyant (1) / Sans opinion (0). ·        La variable « Type de religion d’appartenance » est une variable nominale à 6 modalités correspondant au 5 religions les plus répandues en France plus une modalité « autres religions » : Les 5 grandes religions sont les religions catholique (codage = 1), musulmane (2), juive (3), protestante (4) et hindouiste (5) et une question ouverte a été ajoutée afin de comptabiliser également ceux qui déclarent croire en Dieu sans pour autant se sentir proche d’une religion en particulier et ceux qui adhèrent à une religion ou à un courant plus ou moins sectaire qui ne ferait pas partie des catégories que nous avons proposées (6). 

·        Les variables « pratique religieuse » et « dogmatisme religieux » ont été traitées comme des variables d’intervalle : Les sujets étaient invités à répondre aux questions « Est-ce que vous effectuez régulièrement les principales pratiques liées à votre religion ? (prières, fréquentation du lieu de culte etc..) » et « si vous êtes croyants, indiquez s’il vous arrive de douter de l’existence de Dieu ? » en choisissant pour chacune d’elles, parmi 6 possibilités de réponses allant de jamais (coté 1 pour la pratique et 6 pour le dogmatisme) à toujours (coté 6 pour la pratique et 1 pour le dogmatisme). Ces deux variables ont pour fonction dans cette recherche, de représenter le niveau d’engagement religieux des sujets.

e)       Mesure des variables secondaires : 

Il a également été demandé aux sujets d’indiquer le nombre d’enfants qu’ils ont eus. Cette variable avait déjà fait l’objet d’une hypothèse exploratoire dans notre précédente étude sur
la CMJ et nous avions alors constaté des liens de corrélations se situant à la limite de la significativité. Il nous a donc paru intéressant de tester de nouveau l’hypothèse d’une association entre le nombre d’enfants et le niveau de CMJ sur un nouvel échantillon et avec des outils de mesure différents (Nous avions utilisé l’échelle de Rubin et Peplau dans la précédente recherche). 
Enfin, bien que
la CMJ ne soit habituellement pas influencée pas le sexe (cotation : ♀= 1, ♂= 2) et l’âge des sujets, ces variables ont tout de même été contrôlées afin de nous assurer qu’elles ne constituent pas des variables parasites dans cette étude, d’autant qu’un de nos outils de mesure de
la CJF est testé pour la première fois. 

C.      Sujets : 

Le questionnaire a été auto-complété par un échantillon de 278 sujets comprenant 64% d’étudiants appartenant à différents corps disciplinaires (IUFM, histoire de l’art, sociologie, ethnologie, sciences de l’éducation et psychologie) et de niveaux différents (de la 1ère année au doctorat) ; Les 36% restants sont des sujets de catégories sociales très diversifiées allant de la très grande précarité (bénéficiaires de l’aide alimentaire des restaurants du cœur, chômeurs de longue durée…) à des catégories sociales aisées (ingénieurs, cadres supérieurs…). L’âge moyen est de 28.2 ans (âge minimum : 16 ans ; âge maximum : 78ans), 65.8% des sujets interrogés sont des femmes, 34.2% sont des hommes et 27.7% ont au moins un enfant. Concernant les croyances religieuses, 40.3% des sujets sont non-croyants, 43.5% sont croyants et 16.2% se déclarent sans opinion. Parmi les « croyants », 56.2%sont de confession Catholique, 33.1% sont de confession Musulmane, 5.8% sont de confession Judaïque, 4.1% sont de confession Protestante et 0.8% se déclarent croire en Dieu mais sans adhérer à une des   religions proposées. Ce qui a déterminé le choix des sujets à inclure dans cette échantillon, c’est la volonté d’obtenir une population diversifiée concernant les principales variables de notre étude (sexe, âge, nombre d’enfants, situation professionnelle, religiosité, pratique religieuse et type de religion d’appartenance). La situation professionnelle n’est pas une variable directement contrôlée dans cette recherche, mais il nous fallait un échantillonnage diversifié de ce point de vue si nous voulions avoir une chance d’inclure un nombre suffisant de sujets susceptibles de déclarer qu’ils se sentent défavorisés dans le domaine financier (variable « privation personnelle perçue dans le domaine financier »). En revanche, concernant les variables « privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives » et « privation personnelle perçue dans le domaine de la santé » aucun contrôle des sujets quant aux catégories de sujets à inclure n’a été jugé nécessaire car les difficultés affectives et les problèmes de santé peuvent intervenir à tout âge (bien qu’elles soient plus fréquentes chez les personnes âgées) et dans toutes les classes sociales. 

Bien évidemment nous n’avions pas les moyens d’effectuer un échantillonnage représentatif de la population générale dans le cadre de ce travail de recherche et par conséquent, les résultats que nous avons obtenus  n’ont pas pour vocation d’être généralisables mais uniquement d’apporter une modeste contribution à la compréhension du concept de « Croyance en un monde juste ». 

D.     Tableau récapitulatif des variables (tableau 4): 

Type de variables  Catégories de variables  Nom complet  Sigle  Cotation Min/Max 

SCORES Min/Max 

*Toutes les variables marquées par un astérisque sont des variables d’intervalle. Les autres variables sont des variables nominales. 

E.      Hypothèses opérationnelles : 

Remarque préalable : Les hypothèses opérationnelles que nous allons décrire ne tiennent compte que des dimensions de
la CMJ qui ont pu être validées : « CMJ », « CMI », « CJF.PREC.2 ». Nous verrons dans la partie dédiée à l’analyse des résultats, que
la CJI et
la CJF de l’échelle de Maes n’ont pas été retrouvées. De même, la validité interne de l’échelle de CJF préconsciente relative au scénario « sur-bénéficiaire » n’a pas été jugée suffisamment satisfaisante pour que la variable « CJF.PREC.2 » (score à cette échelle) soit intégrée dans nos analyses.

Opérationnalisation des hypothèses de travail : 

L’hypothèse de travail  H1 (Les sujets croyants adhèrent plus à
la CMJ que les non-croyants. ) sera testée par l’intermédiaire de l’hypothèse opérationnelle qui suit : 

H1.1 : Le score moyen de CMJ des sujets croyants est significativement supérieur à celui des non-croyants.

L’hypothèse de travail  H2 (Les sujets croyants adhèrent plus à
la CJF que les non-croyants. ) sera testée par l’intermédiaire de l’hypothèse opérationnelle qui suit : 

H2.1 : Le score moyen de CJF.PREC.2 des sujets croyants est significativement supérieur à celui des non-croyants.

Notre hypothèse de travail ne concerne que les dimensions « CMJ » et « CJF », mais nous avons effectué le même type d’analyse statistique pour
la CMI, à titre exploratoire, sans présumer du sens de la relation ou de la significativité des résultats. Cette démarche devrait nous permettre de mieux comprendre le fonctionnement de cette dimension et le rapport qu’elle entretient avec la religion. 

L’hypothèse de travail  H3 (Le niveau d’adhésion à
la CMJ des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes.
) sera testée par l’intermédiaire de l’hypothèse opérationnelle qui suit :

H3.1 : Les scores moyens de CMJ sont significativement différents suivant le type de religion d’appartenance des sujets.

L’hypothèse de travail  H4 (Le niveau d’adhésion à
la CJF des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes.
) sera testée par l’intermédiaire de l’hypothèse opérationnelle qui suit :

H4.1 : Les scores moyens de CJF.PREC.2 sont significativement différents suivant le type de religion d’appartenance des sujets.

Pour les mêmes raisons que celles avancées concernant l’hypothèse H1, une comparaison de moyenne en fonction du type de religion sera également menée à titre exploratoire pour
la CMI. 

L’hypothèse de travail H5 (Le fait pour une personne de se sentir défavorisée prédit son adhésion à
la CMJ, indépendamment de son niveau d’engagement religieux.) sera testée par l’intermédiaire de 3 hypothèses opérationnelles correspondant aux 3 variables de privation personnelle perçue : 

H5.1 : Une privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives prédit significativement un score élevé de CMJ, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

H5.2 : Une privation personnelle perçue dans le domaine de la santé prédit significativement un score élevé de CMJ, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

  H5.3 : Une privation personnelle perçue dans le domaine financier prédit significativement un score élevé de CMJ, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

L’hypothèse de travail H6 (Le fait pour une personne de se sentir défavorisée prédit son adhésion à
la CJF, indépendamment de son niveau d’engagement religieux.) sera testée par l’intermédiaire de 3 hypothèses opérationnelles correspondant aux 3 variables de privation personnelle perçue : 

H6.1 : Une privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

H6.2 : Une privation personnelle perçue dans le domaine de la santé prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

 H6.3 : Une privation personnelle perçue dans le domaine financier prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. 

Finalement, la valeur prédicitive de ces différents domaines de privation personnelle perçue sera également testée à titre exploratoire pour
la CMI.

F.       Analyses des données : 

a)       Procédure statistique utilisée pour la mise à l’épreuve des hypothèses opérationnelles H1.1 et H2.1 : 

La variable « religiosité » est une variable nominale à 3 modalités (croyant, non croyant, sans opinion), mais en réalité, la 3ème modalité (sans-opinion) n’avait pour objectif que de discriminer les sujets indécis, des sujets qui se sentent véritablement croyants ou non croyants, ceci afin de constituer des groupes les plus homogènes possible concernant cette variable. Les variables « CMJ » et « CJF.PREC.2 » quant à elles, sont des variables numériques qui permettent donc le calcul de scores. Afin de tester les hypothèses H1.1 et H2.1, nous avons donc effectué des comparaisons de moyennes à l’aide du test du T de Student sur les deux échantillons indépendants que constituent le groupe des croyants et le groupe des non-croyants. 

b)       Procédure statistique utilisée pour la mise à l’épreuve des hypothèses opérationnelles H3.1 et H4.1: 

La « CMJ » et la « CJF.PREC.2 » sont des variables numériques et la variable « religion » (R) est une variable nominale à 6 modalités. Pour tester les hypothèses opérationnelles H3.1 et H4.1, nous souhaitions réaliser des ANOVA car c’est une analyse statistique qui permet de savoir si la différence entre plusieurs moyennes (plus de 2) est significativement différente du hasard, mais nous ne sommes pas parvenus à constituer des groupes suffisamment homogènes en termes d’effectifs pour qu’une telle analyse produise des résultats fiables. Certaines religions sont en effet beaucoup moins fortement représentées que d’autres dans la population générale Française et souvent plus difficiles d’accès. Ainsi, si de nombreux sujets catholiques ont accepté sans trop de réticence de répondre à notre questionnaire, nous avons dû faire appel à des relations faisant partie des communautés musulmanes et juives pour distribuer des questionnaires. La répartition des effectifs est rapportée dans le tableau ci-dessous :

Tableau 5 : Répartition des effectifs en fonction des différents types de religions 

Type de religion d’appartenance  Effectifs 
·         Religion Catholique ·         Religion Musulmane ·         Religion Juive 

·         Religion Protestante  ·         Religion Hindouiste ·         Autres religions 

·         68 ·         40 ·        

·         ·         ·        

Compte tenu des effectifs dont nous disposons pour effectuer nos analyses statistiques, nous avons choisi de ne tester nos hypothèses que sur 2 types de religions, la religion catholique et la religion musulmane. Nous comparerons donc les scores moyens de « CMJ » et de « CJF.PREC.2 » des sujets catholiques à ceux des musulmans au moyen du test du T de student pour échantillons indépendants.   

c)       Procédure statistique utilisée pour la mise à l’épreuve des hypothèses opérationnelles H5.1, H5.2, H5.3, H6.1, H6.2 et H6.3 : 

Afin d’évaluer les pourcentages de variance des variables « CMJ » et « CJF.PREC.2 » prédits par les différentes variables de privation personnelle perçue (« P.AFFECT », « P.SANTE », « P.FINANCE ») tout en contrôlant le niveau d’engagement religieux des sujets, nous réaliserons 2 régressions linaires multiples incluant les variables « P.AFFECT », « P.SANTE »,« P.FINANCE », « DOGME », « PRATIQUE », « SEXE », « AGE » et « N.ENFANTS ». Cette procédure permet de contrôler l’effet des variables incluses les unes par rapport aux autres ce qui nous permet d’évaluer les pourcentages de variance prédits par chacune de nos variables de privation personnelle perçue indépendamment les unes des autres et surtout indépendamment du niveau de religiosité des sujets (représenté par les variables « DOGME » et « PRATIQUE »). Les variables « DOGME » et « PRATIQUE » n’ayant été complétées que par ceux qui ce sont déclarés croyants, les analyses réalisées n’incluaient que les sujets croyants. Les variables « sexe », « âge » et « nombre d’enfants » ont également été incluses dans nos 2 modèles afin de contrôler leurs éventuels effets sur la « CMJ » et sur la « CJF.PREC.2 ». La variable « sexe » est une variable nominale, mais son inclusion dans le modèle de régression linéaire multiple n’est pas contre-indiquée dans la mesure où toutes les autres sont des variables numériques. L’existence d’un lien entre le nombre d’enfants et
la CMJ ayant été suggérée par notre précédente étude, l’inclusion de cette variable dans nos modèles fournira des informations complémentaires sur cette question. 

        IV.      RESULTATS : 

A.      Validation psychométrique des deux nouvelles échelles de mesure de
la CJF au niveau « irrationnel-préconscient : 

Suite aux résultats encourageants obtenus lors de la phase de prétest des échelles «CJF.PREC.1 » et « CJF.PREC.2 », aucune modification n’a été apportée à ces échelles avant de les intégrer dans le questionnaire auto-complété que nous avons distribué à notre échantillon définitif qui compte 278 sujets. La validité interne de ces échelles a cependant été testée une nouvelle fois, sur ce nouvel échantillon qui est presque 3 fois plus important en nombre de sujets et qui est surtout beaucoup plus diversifié que le premier qui ne comptait que des étudiants d’une vingtaine d’années. Pour chacune des deux échelles, la présence d’un facteur général a été recherchée au moyen d’une analyse en composantes principales sans rotation varimax (avec extraction des facteurs dont la valeur propre est supérieure à 1) et un indice de cohérence interne (homogénéité des réponses) des items a été calculé (Alpha de Cronbach). Les résultats obtenus sont présentés succinctement dans le tableau qui suit : 

Tableau 6 : Résultat des tests de validité interne des échelles « CJF.PREC.1 » et « CJF.PREC.2 » : 

% de variance expliquée par F1  % de variance expliquée par F2  Saturation des items sur F1 avant inversion du sens de cotation des items inverses.*  Saturation des items sur F2 avant inversion du sens de cotation des items inverses.*  Valeur de l’Alpha de Cronbach 
Echelle « CJF.PREC.1 »   35.2 

 .29 

I1:   .739 I2:   .777 I3:  -.141 

I4:    .761 I5:  -,113 

.221 5.42E-03 .835 

5.888E-02 .839 

 .49 

Echelle « CJF.PREC.2 »   48.6 

 .21 

I1 :   .683 I2 :   .795 I3 : -.614 

I4 :   .785 I5 : – .585 

.499 .281 .574 

.192 .620 

 .72 

*Deux composantes principales avaient une valeur propre > 1. L’Alpha de Cronbach a été calculé après inversion du sens de cotation des items 3 et 5. 

Interprétation : L’analyse factorielle de l’échelle « CJF.PREC.1 », a permis de dégager une 1ère composante principale (F1) qui représente 35.2% de la variance totale expliquée par la solution factorielle. Ce pourcentage de variance expliquée par le 1er facteur peut sembler satisfaisant au premier abord, mais une analyse plus approfondie révèle que F2 explique un pourcentage de variance presque aussi important que F1, ce qui signifie que cette échelle ne mesure non pas une, mais deux grandes dimensions. Cette deuxième dimension est représentée par les items 3 et 5 car ils sont très faiblement saturés sur F1 et très fortement sur F2. C’est vraisemblablement l’importance de ce 2ème facteur qui explique la faiblesse inacceptable de l’Alpha de Cronbach. La suppression des items 3 et 5 permet d’obtenir un facteur général beaucoup plus important ainsi qu’une cohérence interne à peu près satisfaisante (58.5% de variance expliquée par F1 ; α = .64), mais ces deux items étant précisément les 2 seuls à prédire un échec futur du sujet fictif présenté par le scénario, leur suppression remettrait en cause le fonctionnement de notre échelle. En effet si l’on en revient au sens des items, il semblerait que le critère de jugement qui sous-tend les réponses des sujets concernant les probabilités de réussite ultérieure du sujet fictif, soit différent de celui qui sous-tend leurs réponses concernant ses probabilités d’échec. Dans ces conditions, il apparaît difficile de maintenir notre supposition de départ suivant laquelle les pronostics seraient essentiellement motivés par
la CJF « préconsciente » des sujets interrogés. 
Conclusion : Ces résultats nous ont conduits à ne pas calculer de score de CJF « préconsciente » à partir de cet outil de mesure. 

            L’analyse factorielle de l’échelle « CJF.PREC.2 », a permis de dégager une 1ère composante principale (F1) qui représente 48.6% de la variance totale expliquée par la solution factorielle et l’homogénéité des réponses est plutôt bonne puisque la valeur de l’Alpha de Cronbach est de .72. Tous les items sont saturés sur F1 excepté l’item 5 qui est légèrement mieux saturé sur F2 ce qui nous a conduit à tenter de ne conserver que les 4 premiers items de cette échelle. Après suppression de l’item 5, nous avons effectué une nouvelle ACP et recalculé l’Alpha de Cronbach. Les résultats obtenus sont indiqués dans le tableau ci-dessous : Tableau 7 : Résultats des tests de validité interne concernant l’échelle « CJF.PREC.2 » réduite : 

% de variance expliquée par F1  Saturation des items sur F1 avant inversion du sens de cotation des items inverses.*  Valeur de l’Alpha de Cronbach 

*Une seule composante principale avait une valeur propre > 1. L’Alpha de Cronbach a été calculé après inversion du sens de cotation de l’item 3. 

Conclusion : Si la suppression de l’item 5 a un peu augmenté le pourcentage de variance expliquée par F1, l’indice d’homogénéité des réponses a quant à lui perdu 2 points. Dans la solution à 5 items, l’item 5 n’était que très légèrement mieux saturé sur F2 par rapport F1, et  par conséquent, il nous a semblé qu’il était préférable de ne pas supprimer l’item 5. Sa suppression aurait constitué une perte d’information sur une échelle ne comptant déjà que très peu d’items sans pour autant améliorer considérablement la valeur des indices de validité interne évalués. Il nous paraît donc plus raisonnable de calculer un score de CJF « préconsciente » sur la base des 5 items de départ. Si nous parvenons à confirmer la structure factorielle à 4 dimensions de l’échelle de Maes, nous effectuerons une analyse de corrélation entre le score de CJF « préconsciente » calculé par notre nouvelle échelle et le score de CJF de l’échelle de Maes, ceci afin de vérifier la validité convergente de l’échelle « CJF.PREC.2 ». D’autre part, si
la CJF et
la CMJ sont effectivement deux dimensions de
la CMJ globale, elles devraient théoriquement être inter-corrélées significativement et comme l’échelle de « CJF.PREC.2 » est sensée mesurer
la CJF, même si cette mesure se fait à un niveau de contrôle conscient plus faible que celui de l’échelle de Maes, le score de « CJF.PREC.2 » devrait logiquement être corrélé significativement au score de « CMJ ». Nous avons donc testé cette hypothèse à l’aide d’un test de corrélation linaire de Bravais Pearson et nous avons pu constater que le niveau de « CMJ » était corrélé positivement et significativement avec le niveau de « CJF.PREC.2 » (r = 0.24, p< 0.01). Notre hypothèse est donc corroborée, d’autant que la force du lien de corrélation n’est pas trop élevée. En effet, un lien de corrélation trop fort aurait compromis l’hypothèse d’une distinction psychométrique et conceptuelle de ces deux dimensions.

B.      Validation psychométrique de l’échelle multidimensionnelle de Maes : 

Une analyse en composantes principales sans rotation varimax réalisée en 1992 par Maes avait permis d’obtenir une solution à 4 facteurs qui expliquait 61,6% de la variance totale des items. Un Alpha de Cronbach a été effectué sur chacune de ces 4 sous-dimensions et il a révélé une homogénéité des réponses satisfaisante. Un facteur général expliquant 35.3% de la variance totale des items avait également été trouvé. Son échantillon comprenait 316 sujets (289 ont réellement été inclus dans l’ACP) dont 60% étaient des étudiants, les 40% restant étant des employés. L’âge moyen était de 27.5 ans, compris entre 15 et 66 ans et l’échantillon comptait 62.5% de femmes pour 37.5% d’hommes. Exception faite de la nationalité allemande des sujets interrogés, nous pouvons constater que l’échantillon de sujets français que nous avons utilisé en vue de confirmer la structure factorielle trouvée par Maes, présente des caractéristiques très proches (278 sujets, 64% d’étudiants, âge moyen = 28.2 ans (16 à 78 ans), 65.8% de femmes, 34.2% d’hommes). Considérant que nous n’avons apporté que de très faibles modifications à cette échelle, nous avons choisi d’effectuer une analyse confirmatoire à l’aide de LISREL 8.9 (Analyse en équation structurale) afin de vérifier qu’il nous est possible de confirmer la présence des 4 dimensions trouvées par Maes. 

Maes avait trouvé que cette échelle comportait 4 dimensions,
la CMJ,
la CJF,
la CJI et
la CMI. Si cette échelle est la seule à contenir les dimensions CJF et CJI, en revanche d’autres échelles ont été validées qui contenaient les dimensions CMJ et CMI (…..). Par conséquent, s’il n’est pas certain que nous parvenions à confirmer la structure exacte de cette échelle à 4 facteurs nous avons de bonnes raisons de penser qu’il doit être possible de confirmer la présence des dimensions CMJ et CMI dans l’échelle de Maes. Nous avons donc choisi dans notre démarche de validation, de tester 2 hypothèses différentes :

H1 : La version française de l’échelle de Maes mesure comme la version originale allemande, quatre facteurs positivement intercorrélés,
la CMJ,
la CJF,
la CJI et
la CMI.

H2 : Dans la version française de l’échelle de Maes, tout comme dans la version originale allemande, il est possible de confirmer la présence de deux facteurs positivement intercorrélés,
la CMJ et
la CMI.

Résultats de l’hypothèse 1 : L’analyse confirmatoire effectuée sur les données de l’ensemble de notre échantillon (278 sujets ; voir la matrice de covariance en annexe) n’a pas permis de confirmer la stabilité de la structure factorielle de la version allemande de l’échelle de Maes à la version française de cette même échelle.

Résultats de l’hypothèse 2 : L’analyse confirmatoire effectuée sur les données de l’ensemble de notre échantillon (278 sujets ; voir la matrice de covariance en annexe) confirme la stabilité de la structure factorielle de la version allemande de l’échelle de Maes à la version française de cette même échelle : Le χ2 est significatif (χ2 = 85.18, p<.01, ddl = 34), mais le rapport χ2 /ddl est inférieur à 3, le GFI est élevé (GFI = 0.94), le RMSEA est inférieur à 0.08 (RMSEA = 0.074). Les facteurs CMJ et CMI apparaissent bien comme deux dimensions générales et stables de
la CMJ globale (voir la figure ci-dessous).

Graphique 1 : Présentation de la structure factorielle bidimensionnelle obtenue par analyse confirmatoire (LISREL 8.9) : 

Conclusion : Pour cette recherche, seuls des scores de CMJ et de CMI seront calculés et intégrés dans nos analyses. Cependant, nous avons tout de même souhaité effectuer à titre exploratoire une ACP avec rotation varimax et extraction de 4 facteurs exactement comme l’avait fait Maes, afin de vérifier que nous obtenons des résultats similaires. Cette ACP nous a permis de retrouver en grande partie les 4 dimensions trouvées par Maes, mais 5 items étaient soit, saturés sur une autre dimension que celle attendue, soit doublement saturés. Parmi ces 5 items, deux étaient des items qui avaient été légèrement modifiés (17 et 19). Il est donc difficile de déterminer avec précision les raisons de la non confirmation de la structure factorielle trouvée par Maes : Les faibles modifications apportées, la méthode d’analyse utilisée ou même les caractéristiques de l’échantillon étudié (français/Allemand) peuvent avoir eu une influence significative sur ce résultat. 

C.      Résultat des hypothèses H1.1 et H2.2 : Comparaison des scores moyens de CMJ et de CJF.PREC.2 entre le groupe des croyants et celui des non-croyants : 

Afin de vérifier que les scores moyens de CMJ et de CJF.PREC.2 des sujets croyants sont significativement supérieurs à ceux des non-croyants, nous avons effectué deux comparaisons de moyennes à l’aide du test du T de Student pour échantillons indépendants. Résultats : 

·        En moyenne, les sujets croyants ont un score de CMJ  significativement supérieur à celui des non-croyants (moyenne des croyants = 20.63 ; moyenne des non-croyants = 17.32 ; t = 4.53, p< .01). L’hypothèse selon laquelle les sujets croyants auraient un score moyen de CMJ significativement supérieur à celui des non-croyants est donc fortement corroborée par ces résultats. ·        En moyenne, les sujets croyants ont un score de CJF.PREC.2 significativement supérieur à celui des non-croyants (moyenne des croyants = 19.75 ; moyenne des non-croyants = 18.08 ; t = 3.05, p< .01), l’hypothèse selon laquelle les sujets croyants auraient un score moyen de CMJ significativement supérieur à celui des non-croyants est donc fortement corroborée par ces résultats. 

D’après les résultats obtenus sur cet échantillon, nous pouvons dire que les sujets qui se déclarent croyants (toutes religions confondues), adhèrent davantage à
la CMJ et à
la CJF.PREC.2 que ceux qui se déclarent non-croyants. Conformément à nos hypothèses et aux résultats déjà trouvés par de précédentes études, il semble exister un lien entre l’adhésion à
la CMJ et la religiosité. L’association entre CJF et religiosité que nous avons trouvée, s’accorde avec les résultats déjà obtenus dans ce domaine par Maes (1992) et Bègue (2002), à la différence que nous avons utilisé un nouvel outil de mesure de
la CJF sensé permettre de contourner au moins partiellement le contrôle conscient des sujets interrogés. Le fait que cet outil de mesure ait permis d’obtenir des résultats cohérents avec ceux des études précédentes, constitue un argument empirique en faveur de la bonne validité théorique de cette nouvelle échelle. 

Comme nous l’avions prévu initialement, nous avons également cherché à savoir, s’il est possible d’établir un lien entre la score de CMI et la religiosité des sujets. Le résultat de la comparaison de moyennes effectuée (T de Student pour échantillons indépendants) est le suivant : 

·        Le score moyen de CMI des sujets croyants n’est pas significativement différent de celui des non-croyants (moyenne des croyants = 15.32 ; moyenne des non-croyants = 14.69 ; t = 1.39, p> .05). 

D.     Résultats des hypothèses H3.1 et H4.1: Comparaison des scores moyens de CMJ et de CJF.PREC.2 en fonction des différents types de religions. 

Pour les raisons précédemment explicitées, afin de tester l’hypothèse d’une différence significative entre les scores moyens de CMJ et de CJF.PREC.2 suivant les différents types de religions, nous avons comparé les scores moyens de CMJ et de CJF.PREC.2 des catholiques à ceux des musulmans à l’aide du T de Student pour échantillons indépendants. Résultats : 

·        Le score moyen de CMJ des sujets musulmans est significativement supérieur à celui des catholiques (moyenne des musulmans = 19.32, moyenne des catholiques = 15.33, t = 3.87, p < .O1), l’hypothèse selon laquelle, le score moyen de CMJ serait significativement différent suivant le type de religion d’appartenance des sujets est donc corroborée pour les religions catholique et musulmane. ·        Le score moyen de CJF.PREC.2 des sujets musulmans n’est pas significativement différent de celui des catholiques (moyenne des musulmans = 20.27, moyenne des catholiques = 20.10, t = 0.19, p > .05), l’hypothèse selon laquelle, le score moyen de CJF.PREC.2 serait significativement différent suivant le type de religion d’appartenance des sujets est donc rejetée pour les religions catholique et musulmane. 

Les résultats de cette analyse indiquent qu’en moyenne, les musulmans croient considérablement plus en la justice du monde que les catholiques, ce qui nous a conduit à rechercher d’autres différences entre ces deux groupes qui pourraient avoir influencé les résultats du test. Nous avons notamment émis l’hypothèse que les musulmans seraient peut-être beaucoup plus pratiquants et plus dogmatiques, ce qui pourrait expliquer en partie une telle différence entre les scores de CMJ. Pour tester cette hypothèse exploratoire, nous avons comparé (test du T de student sur échantillons indépendants) le score moyen de « dogmatisme religieux» des musulmans à celui des catholiques ainsi que leur score moyen de « pratique religieuse». Les résultats de ces tests sont présentés ci-dessous : 

·        Le score moyen de « dogmatisme » des musulmans est significativement supérieur à celui des catholiques (moyenne des musulmans = 5.57, moyenne des catholiques = 3.85, t = 6.44, p < .01). ·        Le score moyen de « pratique religieuse» des musulmans est significativement supérieur à celui des catholiques (moyenne des musulmans = 4.55, moyenne des catholiques = 2.60, t = 7.09, p < .01). 

Si ces résultats nous ont permis de constater que les sujets musulmans de cet échantillon sont significativement plus dogmatiques et plus pratiquants que les catholiques, ils ne permettent toujours pas de savoir si ce sont ces mêmes caractéristiques qui expliquent leur plus forte adhésion à
la CMJ. Nous avons donc souhaité vérifier que le score moyen de CMJ des musulmans reste significativement supérieur à celui des catholiques une fois contrôlés les niveaux de dogmatisme et de pratique. Pour cela, nous avons comparé les scores moyens de CMJ des musulmans et des catholiques uniquement pour les sujets ayant un haut niveau de pratique religieuse (score ≥ 4*). La même comparaison a été effectuée pour les sujets à haut niveau de dogmatisme religieux (score ≥ 4*). Les résultats de ces comparaisons de moyennes sont indiquées ci-dessous : 

*Le score de 4 a été retenu comme limite d’inclusion des sujets dans les groupes car au dessus de 4, l’effectif disponible dans l’échantillon catholique était trop faible pour réaliser une comparaison de moyenne (peu de sujets catholiques avaient de très hauts scores de pratique et de dogmatisme). 

·        Le score moyen de CMJ des musulmans à haut niveau de dogmatisme est significativement supérieur à celui des catholiques à haut niveau de dogmatisme (moyenne des musulmans = 19.16, moyenne des catholiques = 15.62, t = 2.93, p < .01). ·        Le score moyen de CMJ des musulmans à haut niveau de pratique est significativement supérieur à celui des catholiques à haut niveau de pratique (moyenne des musulmans = 19.51, moyenne des catholiques = 16, t = 2.02, p < .05). 

D’après ces résultats, bien que l’écart entre musulmans et catholiques se soit légèrement resserré, le contrôle partiel des niveaux de dogmatisme religieux et de pratique religieuse n’a pas véritablement modifié les résultats, ce qui renforce l’hypothèse suivant laquelle les musulmans adhèreraient plus à
la CMJ que les catholiques indépendamment de leur niveau de dogmatisme religieux et de pratique religieuse. Il convient cependant de rester très prudent sur nos interprétations car même si nous avons tenté de minimiser les différences entre les groupes en termes de niveau de pratique et de dogmatisme, celles-ci étaient encore significatives (« PRATIQUE » : Score moyen des musulmans = 5.27, score moyen des catholiques = 4.64, t = 2.45, P< 0.05 ; « DOGME » : Score moyen des musulmans = 5.81, score moyen des catholiques = 4.95, t = 6.06, P< 0.01 ) car le nombre de catholiques ayant obtenu des scores très élevés aux variables « pratique » et « religion » était trop faible comparé aux musulmans. Par ailleurs, contrairement à notre hypothèse, le score moyen de CJF.PREC.2 des musulmans n’est pas significativement différent de celui des catholiques, résultat sur lequel  nous reviendrons lors de la discussion finale des résultats de cette étude, car il nous semble particulièrement riche de sens. 
Pour finir, nous avons comparé à titre exploratoire, le score moyen de CMI des musulmans à celui des catholiques. Les résultats de cette analyse sont indiqués ci-dessous : 

·        Le score moyen de CMI des sujets catholiques est significativement supérieur à celui des musulmans (moyenne des musulmans = 14.27, moyenne des catholiques = 16.08, t = 2.50, p < .O5).  Il semblerait donc que les catholiques croient en moyenne, significativement plus en un monde injuste que les Musulmans. 

E.      Résultats des hypothèses H5.1, H5.2, H5.3 : Régression linéaire multiple avec « CMJ » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives : 

Nos trois hypothèses ont été testées par l’intermédiaire d’une même analyse en régression linéaire multiple dont les résultats sont détaillés dans le tableau ci-dessous : 

Tableau 8 : Résultats de la régression linéaire multiple ayant pour critère la variable « CMJ » : 

R-DEUX  Β 
Modèle à 8 variables  0.138  2.242*   
P.FINANCE P.SANTE P.AFFECT 

PRATIQUE DOGME 

SEXE  AGE N.ENFANTS 

    -0.101  0.072  0.057 

 0.13  0.176 

 0.152   0.053  0.115 

Légende : * = P< 0.05 ; ** = P < 0.01 

Aucune de nos 3 hypothèses n’est corroborée par ces résultats car dans aucun des 3 domaines testés, la privation personnelle perçue n’a permis de prédire significativement le score de CMJ, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse. Nous notons également qu’aucune des 8 variables incluses dans cette analyse ne prédit significativement le score de CMJ. Il faut cependant relever une tendance à la significativité pour la variable « DOGME » ( P = 0.092). Le sexe et l’âge n’ont donc pas eu d’effet de prédiction sur
la CMJ ce qui s’accorde avec la grande majorité des résultats trouvés par les précédentes études. Le nombre d’enfant n’ayant pas eu non plus d’effet de prédiction sur
la CMJ, la tendance que nous avions relevée dans notre précédente recherche n’est donc pas confirmée. 
L’hypothèse de travail H5 selon laquelle le fait pour une personne de se sentir défavorisée prédirait son adhésion à
la CMJ, indépendamment de son niveau d’engagement religieux, est donc rejetée. 

F.       Résultats des hypothèses H6.1, H6.2, H6.3 : Régression linéaire multiple avec « CJF.PREC.2 » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives : 

Les valeurs prédictives des trois variables de privation personnelle perçue sur les scores de « CJF.PREC.2 » ont été testées avec la même méthode d’analyse que celle utilisée pour
La CMJ. Les résultats sont indiqués dans les tableaux ci-dessous : 

Tableau 9 : Résultats de la régression linéaire multiple ayant pour critère la variable « CJF.PREC.2 » : 

R-DEUX  Β 
Modèle à 8 variables  0.196  3.404**   
P.FINANCE P.SANTE P.AFFECT 

PRATIQUE DOGME 

SEXE  AGE N.ENFANTS 

    -0.298** -0.094  0.269** 

-0.165  0.317** 

 0.075   0.063  0.087 

Légende : * = P< 0.05 ; ** = P < 0.01 

Une fois contrôlé l’effet des variables représentatives du niveau d’engagement religieux, (« PRATIQUE », « DOGME »), un score élevé de « P.AFFECT » prédit très significativement un score élevé de CJF.PREC.2 (β = 0.269, p<0.01). l’hypothèse H6.1 suivant laquelle une privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse est donc corroborée. Une fois contrôlé l’effet des variables représentatives du niveau d’engagement religieux, un score élevé de « P.SANTE » ne prédit pas significativement un score élevé de CJF.PREC.2 ( p>0.05). L’hypothèse H6.2 suivant laquelle une privation personnelle perçue dans le domaine de la santé prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse est donc rejetée. 

Une fois contrôlé l’effet des variables représentatives du niveau d’engagement religieux, un score élevé de « P.FINANCE » prédit très significativement un faible score de CJF.PREC.2 (β = -0.298, p<0.01). L’hypothèse H6.3 suivant laquelle une privation personnelle perçue dans le domaine financier prédit significativement un score élevé de CJF.PREC.2, indépendamment du dogmatisme et de la pratique religieuse n’est donc pas corroborée. Il est cependant intéressant de constater que la privation personnelle perçue dans le domaine financier prédit très significativement un bas niveau de Croyance en une justice finale mesurée au niveau « irrationnel-préconscient ». Le fait qu’un haut score de Dogmatisme religieux prédise très significativement un haut score de CJF.PREC.2 (β = 0.317, p<0.01) alors que la pratique religieuse ne le prédit pas significativement est également un résultat particulièrement intéressant. En effet, cela pourrait signifier que l’adhésion à la croyance en une justice finale est favorisée par un haut niveau de dogmatisme religieux et non par une pratique régulière des différents rites religieux. Ceci est d’autant plus intéressant que
la CMJ quant à elle n’a été prédite significativement par aucune de ces deux variables, ce qui conforte l’hypothèse d’une distinction conceptuelle importante entre CMJ et CJF. 

Enfin, comme c’était déjà le cas pour
la CMJ, le sexe, l’âge et le nombre d’enfants n’ont eu aucun effet de prédiction sur
la CJF (P>0.05). 
Le fait d’avoir mesuré différents domaines de privation personnelle perçue s’est avéré judicieux car, d’après les résultats obtenus, seul le fait de se sentir défavorisé dans le domaine des relations affectives et sentimentales favorise l’adhésion à la croyance en une justice finale. De plus, la relation inverse a été constatée entre la privation personnelle perçue dans le domaine financier et
la CJF. Il semblerait donc que le fait de se sentir défavorisé sur le plan financier, conduise à un certain pessimisme concernant la probabilité d’une future compensation des injustices  alors qu’à contrario, ceux qui se sentent défavorisés dans le domaine des relations affectives ont davantage tendance à croire que la justice sera rétablie dans un avenir plus ou moins proche.  

G.     Recherche exploratoire de prédicteurs du score de CMI : Régression linéaire multiple avec « CMI » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives : 

Les effets des 8 variables déjà incluses dans les précédents modèles de régression linéaire multiple sur la prédiction de
la CMI ont été évalués à titre exploratoire. Les résultats sont présentés dans le tableau ci-dessous :

Tableau 10 : Résultats de la régression linéaire multiple ayant pour critère la variable « CMI » : 

R-DEUX  β 
Modèle à 8 variables  0.243  4.488**   
P.FINANCE P.SANTE P.AFFECT 

PRATIQUE DOGME 

SEXE  AGE N.ENFANTS 

    -0.005   0.256*   0.156 

  0.006   0.012 

 -0.215*    0.243*  -0.078 

Légende : * = P< 0.05 ; ** = P < 0.01             Un haut score de privation personnelle perçue dans le domaine de la santé prédit significativement un score élevé de CMI (β = 0.256, p<0.05) indépendamment des autres variables incluses dans ce modèle. D’après ce résultat, il semblerait que les sujets qui se sentent défavorisés sur le plan de leur santé physique, génèrent davantage une croyance en un monde injuste que ceux qui se sentent favorisés. Contrairement à nos attentes, non seulement la privation personnelle perçue dans le domaine de la santé physique n’est pas apparue comme un facteur susceptible de favoriser l’adhésion à
la CMJ et à
la CJF, mais il semblerait  même que les sujets concernés aient plutôt tendance à considérer que le monde est injuste. 

            Nous observons également qu’un âge élevé prédit significativement un score élevé de CMI (β = 0.243, p<0.05). Par ailleurs, la variable sexe a eu un effet significatif sur la prédiction de
la CMI (β = -0.215, p<0.05). Cette dernière étant une variable nominale, nous avons souhaité compléter ces résultats en comparant le score moyen de CMI des femmes à celui des hommes à l’aide du T de Student pour échantillons indépendants. Les résultats de ce test montrent que les femmes on un score moyen de CMI significativement supérieur à celui des hommes (moyenne des femmes = 15.32, moyenne des hommes = 14.39, t = 2.32, p< 0.05). Le genre semble donc avoir un effet sur
la CMI, les femmes adhérant en moyenne significativement plus à
la CMI que les hommes.

           V.      DISCUSSION DES RESULTATS : 

A.      Résumé des résultats significatifs : 

·        Résumé des résultats obtenus lors de la procédure de validation des deux échelles destinées à mesurer
la CJF au niveau « irrationnel-préconscient » : 

Ø      Sur les deux échelles que nous avions construites, seule l’échelle se rapportant au scénario qui présentait le cas d’un sujet fictif « sous-bénéficiaire » présentait un validité interne suffisamment satisfaisante pour autoriser le calcul d’un score de CJF (« CJF.PREC.2 ») : Un facteur général expliquant 48.6%  de variance expliquée a été trouvé et l’Alpha de Cronbach était de 0.72. Par ailleurs, la dimension CJF de l’échelle de Maes n’ayant pas été retrouvée lors de l’analyse confirmatoire, nous n’avons pas été en mesure d’évaluer la validité convergente de notre nouvelle échelle de CJF.

·        Résumé des résultats obtenus lors des procédures de validation de l’échelle de Maes :

Ø      La première hypothèse supposait la possibilité de confirmer la présence de la structure à 4 facteurs trouvée par Maes (CMJ, CMI, CJF, CJI), mais l’analyse confirmatoire effectuée à l’aide du logiciel LISREL 8.9 n’a pas permis de retrouver cette structure. Ø      La deuxième hypothèse supposait la possibilité de confirmer la présence d’au moins deux des dimensions trouvées par Maes (CMJ et CMI) car d’autres recherches avaient déjà validé des échelles comprenant ces deux dimensions. Les résultats de l’analyse confirmatoire effectuée à l’aide du logiciel LISREL 8.9 nous ont conduit à considérer que cette hypothèse était corroborée (Le χ2 était significatif, mais le rapport χ2 /ddl était inférieur à 3, le GFI était élevé (GFI = 0.94) et le RMSEA était inférieur à 0.08). Par conséquent, nous nous sommes autorisés à calculer un score de CMJ et un score de CMI à partir de cette échelle.  

Résumé des résultats pour chacune de nos hypothèses de travail : ·        H1 : Les sujets croyants adhèrent plus à
la CMJ que les non-croyants. 

Ø      Cette hypothèse a été corroborée puisque le score moyen de CMJ des croyants était significativement supérieur à celui des non croyants (t = 4.53, p< .01). ·        H2 : Les sujets croyants adhèrent plus à
la CJF que les non-croyants. 

Ø      Cette hypothèse a été corroborée lorsque nous avons utilisé l’échelle « CJF.PREC.2 »,  le score moyen de CJF des croyants était significativement supérieur à celui des non croyants ( t = 3.05, p< .01). ·        H3 : Le niveau d’adhésion à
la CMJ des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes. 

Ø      La comparaison des scores moyens de CMJ des catholiques et des musulmans  a permis de corroborer cette hypothèse pour les deux groupes concernés mais nos analyses n’ont pas porté sur les autres types de religion mesurés faute d’effectifs suffisants. En fait, le score moyen de CMJ des musulmans était très largement supérieur à celui des catholiques (moyenne des musulmans = 19.32, moyenne des catholiques = 15.33, t = 3.87, p < .O1). Des analyses complémentaires ont permis de constater que même en contrôlant (du mieux que nous pouvions compte tenu des caractéristiques de l’échantillon) les variables « DOGME » et « PRATIQUE » auxquelles les musulmans avaient des scores moyens significativement supérieurs à ceux des catholiques, le groupe des musulmans continuait de présenter un score moyen de CMJ significativement supérieur.  ·        H4 : Le niveau d’adhésion à
la CJF des sujets est différent en fonction du type de religion dont ils sont adeptes. 

Ø      Aucune différence significative n’est apparue entre les catholiques et les musulmans concernant les scores moyens de CJF. Cette hypothèse a donc été rejetée. ·        H5 : Le fait pour une personne de se sentir défavorisée prédit son adhésion à
la CMJ, indépendamment de son niveau d’engagement religieux. 

Ø      Aucune des variables de privation personnelle perçue n’a prédit significativement le score de CMJ. Cette hypothèse de travail a donc été rejetée. ·        H6 : Le fait pour une personne de se sentir défavorisée prédit son adhésion à
la CJF, indépendamment de son niveau d’engagement religieux. 

Ø      Les rapports de prédiction observés sont présentés dans le schéma qui suit : 

Graphique 2 : Présentation des prédicteurs de la variable « CJF.PREC.2 » : 

CJF.PREC.2

+

β = 0.269, p<0.01 

 

P.AFFECT 

β = -0.298, p<0.01 

P.FINANCE 

+

β = 0.317, p<0.01 

DOGME 

Cette hypothèse n’a donc été corroborée que pour la privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives et sentimentales.

·        Résultats de la recherche exploratoire d’éventuels prédicteurs de
la CMI : 
Ø      Les rapports de prédiction observés sont présentés dans le schéma ci-dessous : 

Graphique 3 : Présentation des prédicteurs de la variable « CMI » : 

CMI

β = 0.256, p<0.05 

 

P.SANTE

β = 0.243, p<0.05 

AGE

β = -0.215, p<0.05 

SEXE* 

*Le sexe étant une variable nominale, nous ne pouvons pas véritablement la considérer comme un prédicteur, mais son inclusion aura permis de contrôler ses effets sur le score CMI. Une analyse complémentaire a montré que les femmes ont un score moyen de CMI significativement supérieur à celui des hommes (moyenne des femmes = 15.32, moyenne des hommes = 14.39, t = 2.32, p< 0.05). ·        Résultat complémentaire : 

Ø      Le score moyen de CMI des sujets catholiques était significativement supérieur à celui des musulmans (moyenne des musulmans = 14.27, moyenne des catholiques = 16.08, t = 2.50, p < .O5). 

B.      Discussion générale : 

a)       Discussion des résultats concernant l’échelle de CJF « préconsciente » : 

Sur les deux échelles que nous avions construites, seule l’échelle se rapportant au cas du sujet fictif « sous-bénéficiaire » présentait une validité interne satisfaisante. Nous nous étions pourtant assurés préalablement du fait que les scénari activaient effectivement les représentations souhaitées et lors de cette phase de pré-test,  89% des sujets avaient indiqué considérer que le sujet du premier scénario était « sur-bénéficiaire » conformément à nos attentes. Nous avons envisagé deux explications possibles à ce résultat surprenant : Ø      Certains éléments du scénari ont inhibé la mobilisation de
la CJF. 

Ø     
La CJF n’est massivement mobilisée que dans le cas où l’observateur est confronté à une injustice ayant des conséquences négatives pour la victime (sujet « sous-bénéficiaire »). Elle ne serait alors pas mobilisée de la même façon concernant le cas d’un individu tirant profit de cette injustice (sujet « sur-bénéficiaire »). 
Ces deux types d’explication ne paraissent d’ailleurs pas incompatibles l’une avec l’autre, les deux phénomènes ayant très bien pu avoir influencé les réponses. D’autres explications sont probablement possibles, mais il nous paraît d’ors et déjà particulièrement intéressant de reconsidérer cette question lors de prochaines recherches, car il nous semble que les études sur
la CMJ ont trop souvent porté sur le cas des victimes d’injustice et pas assez sur celui de ceux qui en tirent profit. Ces « sur-bénéficiaires » sont ils oui ou non condamnés par les sujets à forte CMJ ? Comment
la CJF influence-t-elle les réactions des observateurs ? Une meilleure compréhension de ces phénomènes pourrait notamment aboutir à l’accroissement de la validité des outils de mesure de
la CJF qui sont pour l’instant peu nombreux et insuffisamment testés. 

Cependant, l’échelle se rapportant au cas du sujet fictif « sous-bénéficiaire » présentait une validité interne satisfaisante et, bien que sa validité convergente n’ai pu être évaluée dans cette étude (dimension « CJF » de l’échelle de Maes non retrouvée), plusieurs résultats ont fourni des arguments en faveur de sa bonne validité théorique. Tout d’abord, le lien attendu entre religiosité et CJF a été retrouvé avec notre outil de mesure de
la CJF « préconsciente », puisque les croyants avaient un score moyen de CJF « préconsciente » significativement supérieur à celui des non-croyants (moyenne des croyants = 19.75 ; moyenne des non-croyants = 18.08 ; t = 3.05, p< .01). Ce résultat est en effet conforme à la théorisation de Maes qui faisait découler directement
la CJF de certaines doctrines religieuses qui promettent que les injustices seront forcément compensées dans un avenir plus ou moins éloigné (sur terre ou au paradis). Des liens de corrélation positifs et significatifs avaient d’ailleurs déjà été trouvés entre
la CJF et l’engagement religieux lors de précédentes études (Maes, 1992 et Bègue, 2002). De plus, lorsque nous avons effectué une analyse en régression linéaire multiple avec « CJF.PREC.2 » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives, nous avons pu constater que le dogmatisme religieux prédisait significativement le score de CJF « préconsciente » (β = 0.317, p<0.01), ce qui vient renforcer la théorisation dont nous venons de parler et fournit du même coup un argument supplémentaire en faveur de l’hypothèse suivant laquelle notre nouvelle échelle permettrait de mesurer la croyance en une justice finale. Enfin, le fait que
la CMJ et
la CJF « préconsciente » soient corrélées positivement et significativement (r = 0.24, p< 0.01) vient renforcer une nouvelle fois la validité théorique de notre nouvel outil, car si
la CJF et
la CMJ sont effectivement deux dimensions de
la CMJ globale, elles doivent théoriquement être inter-corrélées significativement, ceci, même si cette nouvelle échelle est sensée mesurer
la CJF à un faible niveau de contrôle conscient. Malgré ces résultats encourageants, nous regrettons que des arguments favorables à l’hypothèse d’un niveau de mesure de
la CJF différent de celui fourni par l’échelle de Maes, n’aient malheureusement pas pu êtres trouvés du fait de l’impossibilité de comparer notre mesure de
la CJF à celle de Maes, cette dernière n’ayant pas été retrouvée lors de l’analyse confirmatoire. 

b)       Discussion des résultats concernant les liens trouvés entre
la CMJ,
la CJF et
la CMI d’une part et Religion d’autre part : 

Conformément à notre hypothèse, ainsi qu’aux résultats des précédentes études, l’existence d’un lien entre
la CMJ et la religiosité a été une nouvelle fois confirmée, puisque les sujets croyants avaient un score moyen de CMJ significativement supérieur à celui des non croyants (moyenne des croyants = 20.63 ; moyenne des non-croyants = 17.32 ; t = 4.53, p< .01) mais, lorsque nous avons effectué une analyse en régression linéaire multiple avec « CMJ » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives, nous avons constaté que la pratique religieuse ne prédisait pas significativement le score de CMJ des sujets interrogés, contrairement à ce que pouvaient suggérer des résultats tels que ceux trouvés par Rubin et Peplau (1975) qui ont montré une association entre CMJ et assiduité de la fréquentation de l’Eglise. En fait, seul une tendance à la significativité a été trouvée pour la variable « DOGME »
( P = 0.092 ). Au delà du fait de croire ou de ne pas croire en l’existence d’un dieu, il se pourrait donc que ce soit davantage le fait de ne pas douter de son existence qui prédise une forte adhésion à
la CMJ, que celui de pratiquer avec assiduité les principaux rites religieux, mais ceci reste à confirmer par des études plus spécifiques et de plus grande ampleur. Notons également que le fait que les variables « DOGME » et « PRATIQUE » n’aient pas prédit significativement
la CMJ, ne remet pas en cause l’hypothèse d’une association entre CMJ et religiosité, car l’analyse ne portait que sur les sujets croyants. Ces résultats complémentaires ouvrent toutefois de nouvelles perspectives concernant l’étude des liens qui unissent
la CMJ et la religion. 
Les mêmes conclusions peuvent être tirées concernant la croyance en une justice finale, à savoir qu’elle est liée à la religiosité, mais qu’elle n’est pas prédite par une pratique régulière des différents rites religieux. Cependant, contrairement à
la CMJ, un lien de prédiction très significatif a été trouvé entre le niveau de dogmatisme religieux et le niveau de CJF (β = 0.317, p<0.01) ce qui signifie que moins une personne doute de ses convictions religieuses, plus elle adhère fortement à la croyance en une justice finale. L’influence de la religiosité paraît donc encore plus importante concernant l’adhésion à la croyance en une justice finale que concernant l’adhésion à la croyance en un monde juste. L’hypothèse d’un lien plus direct entre CJF et religiosité qu’entre CMJ et religiosité est ainsi  confortée, conformément aux attentes de Maes (1998).   

L’hypothèse suivant laquelle il existerait des différences dans le niveau d’adhésion à
la CMJ, en fonction du type de religion d’appartenance des sujets, a été en partie corroborée, puisque le groupe de sujets musulmans avait un score moyen de CMJ significativement supérieur à celui des Catholiques (moyenne des musulmans = 19.32, moyenne des catholiques = 15.33, t = 3.87, p < .O1). Cependant, des doutes subsistent quant au rôle joué par le niveau de dogmatisme religieux et l’assiduité de la pratique religieuse qui étaient beaucoup plus élevés dans notre échantillon de sujets musulmans que dans celui des catholiques. En effet, bien que nous ayons tenté de contrôler au maximum les effets de ces deux variables, nous ne disposions pas d’effectifs suffisants pour réduire complètement l’écart entre les deux groupes et par conséquent, même si après cette opération, le score moyen de CMJ des musulmans est resté encore largement supérieur à celui des catholiques, il reste néanmoins possible que les variables « DOGME » et « PRATIQUE » expliquent en partie la différence trouvée. Il est donc difficile de départager ce qui relève de caractéristiques spécifiques à notre échantillon de ce qui relève de différences fondamentales en termes de doctrines, de normes et de valeurs véhiculées par les religions catholique et musulmane. Il est également tout à fait concevable que les scores élevés de dogmatisme et de pratique religieuse trouvés dans l’échantillon de sujets musulmans soient liés à des caractéristiques spécifiques à la religion musulmane car l’essentiel de la doctrine islamique repose sur la notion de Dieu. En effet, pour les musulmans, Dieu est unique, tout-puissant et miséricordieux, rétribuant chacun selon ses œuvres. Dans l’Islam, l’attitude du véritable croyant est de se soumettre à Dieu en remettant totalement et en toute confiance son sort entre ses mains. Pour les musulmans, Dieu et les hommes sont deux entités bien distinctes et l’homme doit toujours rester à sa place en se soumettant totalement et sans détour à la parole de Dieu « ô les croyants ! Craignez Allah comme Il doit être craint. Et ne mourez qu’en pleine soumission » (Sourate 3 : AL-IMRAN, verset 102). Le doute n’est donc pas permis pour les musulmans « Parmi les gens, il y a ceux qui disent : « Nous croyons en Allah et au Jour dernier ! ” tandis qu’en fait, ils n’y croient pas. Ils cherchent à tromper Allah et les croyants; mais ils ne trompent qu’eux-mêmes, et ils ne s’en rendent pas compte. Il y a dans leurs cœurs une maladie (de doute et d’hypocrisie), et Allah laisse croître leur maladie. Ils auront un châtiment douloureux, pour avoir menti. » (Le Coran : Sourate 2 : Al-BAQARAH, versets 8, 9 et 10), alors que les chrétiens quant à eux se savent appelés à vivre l’esprit de l’Évangile. Ils doivent en quelque sorte, redécouvrir par eux-même, l’essence de l’esprit divin, ce qui leur confère un rôle actif car ils partent d’une condition imparfaite et doivent parvenir au terme d’une longue démarche personnelle d’introspection, à entrer en communion avec l’esprit saint. Dans cette démarche, le doute et l’erreur sont des étapes inévitables mais le pardon est accordé à ceux qui en sortent grandis. Dans la religion chrétienne, Jésus s’est d’ailleurs sacrifié pour leur indiquer le chemin de la rédemption et les Chrétiens se méfient depuis toujours de la faiblesse humaine que, dès son début,
la Bible mentionne «Voici que le péché se couche à ta porte, mais toi, tu dois dominer sur lui» (
La Bible : Genèse 4,7). 
Ces points de divergence essentiels entre les deux religions nous semblent ainsi être de nature à expliquer les différences de niveau de dogmatisme et de pratique religieuse entre les deux groupes, car la doctrine musulmane laisse peu de place au doute et à l’initiative personnelle, alors qu’au contraire, la doctrine chrétienne stipule que tout croyant doit découvrir par lui même l’amour de Dieu, au terme d’une longue démarche de doute et d’introspection. Quoi qu’il en soit, toutes ces conjectures ouvrent la porte à un domaine de recherche à la fois complexe et passionnant. 

            D’autre part, contrairement à notre hypothèse, le score moyen de CJF « préconsciente » des musulmans n’était pas significativement différent de celui des catholiques. Ce résultat nous paraît riche de sens car cela pourrait signifier que
la CJF découle au moins partiellement d’une doctrine commune à ces deux religions, à savoir la promesse divine d’une future compensation des injustices. C’est en tous cas à cette promesse divine que Maes (1992) attribue les origines de la croyance en une justice finale. Selon lui, la promesse d’une justice ultime omnipotente qui ferait qu’aucune injustice ne se produise jamais sans qu’elle soit exactement compensée par la suite serait en effet fournie par la plupart des grandes religions, y compris les religions musulmanes et catholiques. Il cite de nombreux exemples tirés de
la Bible afin d’illustrer son propos « Pensez maintenant, qui étant innocent a jamais péri ? Où ce qui est droit a jamais été coupé ? » (Job 4 :7, cité par Maes 1998, p.13), mais, des exemples similaires peuvent être trouvés dans le Coran : « Et sois patient. Car Allah ne laisse pas perdre la récompense des gens bienfaisants » (Sourate 11 : verset 115). De plus, le fait que les musulmans aient obtenu un score moyen de CMJ significativement supérieur à celui des catholiques suggère l’hypothèse selon laquelle, contrairement à
la CJF,
la CMJ dépendrait davantage de facteurs culturels ou de doctrines religieuses qui diffèrent d’une religion à l’autre. D’ailleurs, les résultats de plusieurs études confortent une telle hypothèse. Par exemple, Zweigenhaft, Phillips, Adams, Morse et Horan (1985) qui avaient supposé que l’association entre CMJ et religiosité trouvée par Rubin et Peplau (1975) et par Sorrentino et Hardy (1975) ne serait pas vraie pour toutes les sortes de groupes religieux, ont pu montrer que la référence inverse était vraie pour les membres d’un mouvement religieux protestant nommé les Quakers alors que plusieurs études ont trouvé que
la CMJ était particulièrement liée au protestantisme et à l’éthique protestante qui insiste sur l’importance du travail et du mérite. (Lerner, 1978 ; Furnham et Rejamanickam, 1992 ; Wagstaff, 1983). Ces interprétations restent bien évidemment hypothétiques et il serait intéressant de mener des études plus approfondies dans ce domaine. 
Finalement, un dernier résultat concernant les liens entre CMI et religiosité a attiré notre attention. Nous avons en effet pu constater que le score moyen de CMI des Catholiques était significativement supérieur à celui des musulmans (moyenne des musulmans = 14.27, moyenne des catholiques = 16.08, t = 2.50, p < .O5). L’interprétation d’un tel résultat s’avère délicate, mais si l’on se rapporte aux deux résultats précédents (les musulmans croyant plus en un monde juste que les catholiques mais ces deux groupes ne différaient pas sur le plan de
la CJF), alors l’hypothèse d’une vision plus objective de la réalité chez les catholiques, devient raisonnable. En effet, d’après Maes (1998)
la CJF serait une croyance qui permet de garder espoir quant à une compensation future des injustices tout en conservant une certaine objectivité vis à vis de  leur existence. Si l’on accepte cette idée, il semble alors logique que ce soit le plus grand réalisme des catholiques qui les ait conduits à avoir un plus haut niveau de CMI et un plus bas niveau de CMJ que les musulmans tandis que ce même réalisme n’aura pas eu d’effet significatif sur
la CJF, ce d’autant que
la CJF a été mesurée de façon à contourner le contrôle conscient et donc à éviter un certain réalisme conventionnel. L’articulation des ces différents résultats met une nouvelle fois en évidence l’importante distinction conceptuelle entre CMJ et CJF, l’une impliquant nécessairement une certaine idéalisation de la réalité alors que l’autre reste compatible avec un certain réalisme. 

c)       Discussion concernant l’hypothèse d’une prédiction des scores de CMJ et de CJF par des indicateurs représentatifs du facteur « adaptatif », indépendamment  du niveau de religiosité des sujets : 

Lorsque nous avons effectué une analyse en régression linéaire multiple avec « CMJ » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives, aucune de ces variables n’a prédit significativement le score de CMJ. Contrairement à notre hypothèse, les variables de privation personnelle perçue semblent ne pas pouvoir être considérées comme des prédicteurs du niveau de CMJ, en tout cas, pas lorsque le niveau de religiosité des sujets est contrôlé. Le fait d’être confronté à des conditions de vie défavorables ne semble donc pas avoir d’incidence sur le niveau d’adhésion des sujets concernés à
la CMJ. Bien que nous ayons utilisé dans cette étude un critère subjectif de classification des sujets (sentiment de privation personnelle perçue) alors que Lerner et Elkinton avaient utilisé un critère de regroupement plus objectif (Classes sociales), ces résultats ne vont pas dans le sens du lien trouvé par ces auteurs entre le fait d’appartenir à une classe sociale défavorisée et celui d’avoir développé une forte CMJ. Toutefois, des résultats tout à fait différents ont été obtenus pour la croyance en une justice finale, puisqu’en effectuant une analyse en régression linéaire multiple avec « CJF » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives, nous avons pu constater qu’une forte privation personnelle perçue dans le domaine des relations affectives et sentimentale prédisait significativement (β = 0.269, p<0.01) un score élevé de CJF.  A l’inverse, et de façon tout à fait surprenante, une forte privation personnelle perçue dans le domaine financier prédisait significativement (β = -0.298, p<0.01) un faible score de croyance en une justice finale. Par conséquent, si l’hypothèse que nous avons testé concernant
la CMJ n’a pas été confirmée, en revanche, la même hypothèse appliquée à
la CJF s’avère être partiellement corroborée puisque nous avons pu montrer qu’un fort sentiment de privation dans le domaine affectif pouvait favoriser l’adhésion des sujets à
la Croyance en une justice finale. Il semble donc qu’au moins dans le domaine affectif, l’hypothèse d’une adhésion à
la CJF sous l’effet d’une certaine nécessité adaptative reste concevable. Comme nous l’avions supposé au début de cette recherche, il se pourrait que les personnes qui ressentent une privation affective importante développent une forte CJF car celle-ci a pour eux une fonction adaptative dans la mesure ou elle les aide à garder confiance et espoir concernant une possible amélioration de leur situation personnelle. Cette fonction adaptative de
la CJF  est probablement d’autant plus opérante dans le domaine affectif que celui-ci est certainement le domaine dans lequel  les gens entretiennent le plus d’illusions, dernier rempart contre un rationalisme étouffant toute idée de morale ou de justice absolue, pour les remplacer par de simples règles de fonctionnement à caractère froidement mécanique. D’ailleurs, le fait que les sujets qui se sentent défavorisés financièrement, croient moins en la justice finale que les autres indique probablement que la fonction adaptative de
la CJF n’est pas opérante dans ce domaine. Les gens ont en effet certainement davantage conscience du fait que la réussite sociale et économique dépend de règles élaborées par l’homme et soumises à des luttes de pouvoir et d’intérêts privés qui sont loin d’être justes et sur lesquels ils n’ont quasiment aucun pouvoir d’action. Croire en la prévalence d’une justice finale en ce domaine leur paraît certainement illusoire, en tout cas pour ceux qui sont véritablement au bas de l’échelle économique et sociale et qui ne disposent pas d’un réseau familial, amical ou professionnel susceptible de leur permettre de remonter la pente de l’ascension sociale. Pour mieux comprendre ce résultat, il est important de tenir compte du fait que l’échelle de CJF repose sur un scénario qui présente un sujet fictif ayant rencontré des difficultés professionnelles imméritées. Par conséquent, même si les pronostics d’avenir demandés ne concernaient pas uniquement la future réussite ou le futur échec professionnel du sujet fictif, ce domaine était particulièrement saillant et donc
la CJF ainsi mesurée peut être considérée comme étant en partie orientée dans ce sens.

d)       Discussion concernant les résultats de la recherche de prédicteurs de
la CMI : 

Quand nous avons effectué une analyse en régression linéaire multiple avec « CMI » comme critère et « P.FINANCE », « P.SANTE », « P.AFFECT », « PRATIQUE », « DOGME » , « SEXE », « AGE », « N.ENFANTS » à l’inclusion en variables prédictives, nous avons constaté qu’un haut niveau de privation personnelle perçue dans le domaine de la santé physique prédisait significativement
la CMI (β = 0.256, p<0.05). Cette analyse n’avait qu’un objectif exploratoire, mais  il est intéressant d’observer que les gens qui se perçoivent comme étant défavorisés sur la plan de leur santé physique, non seulement ne croient pas spécialement en un monde juste, mais ils semblent même avoir plus que les autres tendance à croire que le monde est injuste. Dans le domaine de la maladie, l’hypothèse d’un développement de
la CMJ ou de
la CJF sous l’influence d’une certaine nécessité adaptative qui n’avait déjà pas été corroborée par les analyses en régression linéaire multiple menées sur
la CMJ et
la CJF, est une nouvelle fois mise à mal par ce dernier résultat contradictoire. Peut-être que le fait de tomber gravement malade est vécu comme particulièrement injuste par les victimes, les conduisant à une sorte de pessimisme généralisé vis à vis de la prévalence de la justice dans le monde.

D’autre part, le fait qu’un âge élevé prédise significativement un score élevé de CMI (β = 0.243, p<0.05), est un résultat intéressant car il pourrait signifier que l’expérience acquise avec l’âge conduit à une vision plus objective sur la réalité des injustices. Le fait que la probabilité d’être  confronté à de graves problèmes de santé soit vraisemblablement plus importante pour les personnes âgées que pour les jeunes, aurait pu constituer un biais compte tenu du lien de prédiction trouvé entre la privation personnelle perçue dans le domaine de la santé et
la CMI, mais cette hypothèse est rejetée car l’effet de la variable « P.SANTE » a été contrôlé par son inclusion dans le modèle de régression linéaire multiple à 8 variables qui a été utilisé.

Il s’est donc avéré utile de contrôler l’âge mais également le genre, puisque cela nous aura permis de constater après une analyse complémentaire que les femmes avaient en moyenne un score de CMI significativement supérieur à celui des hommes (moyenne des femmes = 15.32, moyenne des hommes = 14.39, t = 2.32, p< 0.05). Ces derniers résultats n’avaient pas fait l’objet d’hypothèses spécifiques, mais ils ouvrent de nouvelles pistes de recherche concernant les liens entre le genre, l’âge et
la CMI.   

        VI.      CONCLUSION : 

Si cette recherche ne permet pas de conclure de façon catégorique concernant le rôle joué par la contrainte adaptative dans les processus qui déterminent l’acquisition de la croyance en un monde juste, elle aura cependant permis un certain nombre d’avancées significatives, montrant notamment que le fait de ressentir une certaine privation affective prédit significativement  l’adhésion à la croyance en une justice finale. Ce résultat qui nous semble être particulièrement intéressant, est probablement lié au fait que le domaine des relations affectives est difficilement rationnalisable, contrairement à d’autres domaines comme celui de la privation financière, ou encore celui de la santé. Il suggère également que les gens sont fortement motivés à préserver leur équilibre affectif et que pour ce faire, la croyance en une justice finale, parce qu’elle permet de garder espoir et confiance en l’avenir, s’avère être particulièrement bien appropriée. D’autre part, nous sommes parvenus à recueillir un certain nombre de résultats significatifs qui attestent de l’importance de distinguer plusieurs dimensions de la croyance en un monde juste. En effet, la croyance en une justice finale et la croyance en un monde injuste ont manifesté des liens différentiels avec les autres variables prises en compte dans cette étude. Ces distinctions conceptuelles nous paraissent être nécessaires à une meilleure compréhension des mécanismes psychologiques complexes qui permettent aux individus de conserver une attitude constructive alors qu’ils sont inévitablement confrontés à des situations injustes sur lesquelles ils n’ont que peu voire pas du tout de contrôle. Des avancées importantes ont également été réalisées concernant les liens entre les différentes dimensions de la croyance en un monde juste et les croyances religieuses, grâce notamment à la prise en compte du caractère multidimensionnel de la variable «Religion ». 

Finalement, notre nouvel outil de mesure de la croyance en une justice finale a fait preuve d’une validité interne satisfaisante, et plusieurs indices de sa bonne validité théorique ont été recueillis. Nous pensons que l’utilisation de cette nouvelle méthode de mesure de la croyance en une justice finale lors de prochaines recherches, peut se révéler très intéressante, mais il reste cependant à réunir un nombre suffisant de résultats qui corroborent l’hypothèse selon laquelle cette échelle mesure
la CJF à un faible niveau de contrôle conscient. Le fait que la dimension CJF de l’échelle de Maes n’ait pu être retrouvée lors de l’analyse confirmatoire, ne nous a en effet pas permis de comparer notre mesure de
la CJF à une autre mesure du même concept. 
Par ailleurs, nous regrettons que notre échantillon ne nous ait pas permis, faute d’effectifs suffisants, de prendre également en considération d’autres types de religions que les religions catholique et musulmane. De plus, les indicateurs de contrainte adaptative étaient des indicateurs subjectifs puisque nous avons évalué le niveau de privation personnelle perçue des sujets et non un niveau objectif de privation (privation réelle). Il serait donc tout à fait intéressant de compléter cette étude, par une recherche similaire utilisant des indicateurs plus objectifs de la contrainte adaptative, tels que l’appartenance à des classes sociales plus ou moins favorisées comme l’avaient fait Lerner et Elkinton en 1970. Toutefois, comme nous l’avons précisé lors de l’élaboration de notre méthodologie de recherche, ces études devront  être très exigeantes sur la procédure de contrôle de la variable « classe sociale » afin d’éviter d’importants biais tels que ceux relatifs aux croyances religieuses. 

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2 février 2010

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