Échelle de solitude

1. Résumé

L’Échelle de solitude (initialement développée sous le nom néerlandais d’Eenzaamheidsschaal, internationalement désignée sous l’acronyme DJGLS pour De Jong Gierveld Loneliness Scale) est un instrument psychométrique de référence conçu pour mesurer de façon multidimensionnelle le sentiment subjectif de solitude chez l’adulte et la personne âgée. Développée au milieu des années 1980 par la sociologue et démographe néerlandaise Jenny de Jong-Gierveld et le psychologue Frans Kamphuis, cette échelle s’est imposée comme l’un des outils les plus robustes et les plus cités dans la littérature internationale consacrée au vieillissement, à la sociologie relationnelle et à la santé publique.

L’instrument repose sur une conceptualisation théorique issue des travaux fondateurs de Robert S. Weiss, distinguant formellement deux facettes complémentaires de l’expérience de solitude : la solitude émotionnelle (emotional loneliness), qui renvoie à l’absence ou au manque perçu d’une figure d’attachement intime et privilégiée (conjoint, confident central), et la solitude sociale (social loneliness), qui traduit le déficit d’intégration au sein d’un réseau élargi de pairs, d’amis ou d’une communauté d’appartenance. Composée de 11 items soigneusement calibrés selon la théorie de la réponse aux items et les modèles de Mokken, l’échelle comprend 6 énoncés formulés négativement (mesurant la composante émotionnelle) et 5 énoncés formulés positivement (mesurant la composante sociale).

Le format de réponse standard propose une gradation trichotomique (« Oui », « Plus ou moins », « Non ») ou une échelle de type Likert en 3 à 5 points. Le codage dichotomique traditionnel attribue un point par item attestant d’une privation relationnelle, générant un score composite global compris entre 0 (absence totale de solitude) et 11 (solitude extrême). Les études psychométriques transnationales rapportent de manière consistante une consistance interne satisfaisante (alpha de Cronbach oscillant généralement entre 0,80 et 0,90 pour l’échelle globale), une invariance de mesure robuste à travers les groupes d’âge et les genres, ainsi qu’une excellente validité prédictive à l’égard de la dépression, de la mortalité précoce et de l’isolement social objectif.

2. Mots-clés

Solitude, solitude émotionnelle, solitude sociale, De Jong Gierveld, Eenzaamheidsschaal, psychométrie, évaluation gérontologique, réseau social, attachement, santé mentale, échelle de mesure, relations interpersonnelles.

3. Auteurs

L’échelle a été conçue et standardisée par une équipe de chercheurs de l’Université Vrije d’Amsterdam (Vrije Universiteit Amsterdam) aux Pays-Bas :

• Jenny de Jong-Gierveld, Ph.D. : Professeure émérite de sociologie et de démographie sociale à la Vrije Universiteit Amsterdam, ancienne directrice du Netherlands Interdisciplinary Demographic Institute (NIDI-KNAW) à La Haye. Pionnière internationale des recherches sur le vieillissement, le veuvage et les réseaux relationnels.
• Frans H. Kamphuis, Ph.D. : Psychologue et méthodologue à la Faculté des sciences sociales et comportementales de la Vrije Universiteit Amsterdam, spécialisé dans l’analyse d’échelles non paramétriques (modélisation de Mokken) et l’évaluation psychologique.

4. Objectif

L’objectif premier présidant à la création de l’Eenzaamheidsschaal était de remédier aux limites conceptuelles et psychométriques majeures des instruments de mesure antérieurs, tels que les questions directes à item unique (« Vous sentez-vous souvent seul ? ») ou les échelles unidimensionnelles globales à l’instar de la première version de l’échelle UCLA de Russell, Peplau et Ferguson (1978). Les questions directes introduisent en effet un biais de désirabilité sociale considérable, la solitude étant largement perçue dans les sociétés contemporaines comme un échec personnel, une défaillance adaptative ou un signe d’incompétence relationnelle, particulièrement stigmatisé chez les hommes.

En second lieu, l’instrument a été pensé pour opérationnaliser la distinction qualitative entre la privation affective intime et le déficit d’appartenance communautaire. Sur le plan de la recherche épidémiologique et sociologique, l’échelle permet de cartographier la prévalence de la solitude au sein de vastes cohortes représentatives (par exemple l’enquête européenne Generations and Gender Programme ou l’enquête néerlandaise Longitudinal Aging Study Amsterdam – LASA). Elle sert à évaluer l’impact des transitions de vie critiques, telles que le veuvage, le divorce, le départ des enfants du foyer, la cessation d’activité professionnelle lors du passage à la retraite ou la dégradation de l’autonomie physique.

Sur le plan des applications cliniques et des politiques de santé publique, l’échelle fournit un outil de dépistage et de suivi des interventions psychosociales. La granularité bidimensionnelle de l’échelle s’avère indispensable : prescrire un club de loisirs ou une activité de groupe à une personne souffrant exclusivement de solitude émotionnelle consécutive au décès de son conjoint peut s’avérer inopérant, voire contre-productif, puisque l’individu n’éprouve pas un manque de sociabilité collective mais bien un manque d’intimité singulière. À l’inverse, guider un individu souffrant de solitude sociale vers des réseaux d’entraide ou des associations permet de cibler spécifiquement l’élargissement de son cercle relationnel.

5. Construit psychologique

Dans le modèle de De Jong Gierveld, la solitude est définie comme une expérience cognitivement et affectivement déplaisante consécutive à l’écart subjectif perçu entre les relations interpersonnelles réelles et les relations interpersonnelles désirées ou idéalisées, tant sur le plan quantitatif que qualitatif. Ce construit repose sur une approche cognitive-discrépante et se structure autour de deux dimensions orthogonales mais corrélées :

1. La solitude émotionnelle (Emotional Loneliness)

Cette dimension capture la souffrance liée à la perte, au deuil ou à l’absence irrémédiable d’une figure d’attachement intime et privilégiée. Elle découle directement des postulats de la théorie de l’attachement de John Bowlby. L’individu ressent un vide intérieur profond, une impression d’abandon, d’incompréhension ou de rejet affectif qu’aucun réseau d’amis, aussi vaste et bienveillant soit-il, ne parvient à combler. Dans l’échelle de 11 items, cette dimension est explorée au moyen des 6 énoncés négatifs portant sur l’expérience de la désolation et de la détresse affective (par exemple, le sentiment d’un vide existentiel ou le manque cruel d’un ami très proche).

2. La solitude sociale (Social Loneliness)

Cette sous-dimension renvoie au sentiment d’isolement par rapport à un tissu social plus large : un réseau d’amis, de collègues, de voisins ou une communauté partageant des intérêts, des valeurs et des activités communes. L’individu ressent ici un manque d’intégration, de soutien instrumental et de camaraderie. Cette facette reflète l’absence de capital social et de réciprocité dans les échanges quotidiens. Dans l’instrument, elle est opérationnalisée à travers 5 énoncés formulés de manière positive évaluant la disponibilité perçue d’un entourage digne de confiance, sur lequel on peut compter et auprès duquel on trouve de l’aide en cas de coup dur.

Le tableau ci-dessous illustre la distinction conceptuelle opérée par l’instrument :

6. Cadre théorique

Le socle conceptuel de l’échelle de solitude de De Jong Gierveld procède de la convergence entre deux paradigmes théoriques majeurs des sciences psychosociales : la théorie des systèmes relationnels de Robert S. Weiss et la théorie de la discrépance cognitive de Letitia Anne Peplau et Daniel Perlman.

La typologie relationnelle de Robert S. Weiss (1973)

Dans son ouvrage classique Loneliness: The Experience of Emotional and Social Isolation, Robert S. Weiss a théorisé que les individus ont besoin de six « provisions relationnelles » distinctes pour préserver leur bien-être psychologique : l’attachement, l’intégration sociale, l’opportunité de prodiguer des soins (nurturance), la réassurance de leur valeur personnelle, le sentiment d’alliance fiable et l’orientation cognitive. Selon Weiss, ces provisions ne sont pas fongibles ni interchangeables : un réseau amical dense ne peut pas compenser la rupture d’un lien d’attachement conjugal, tout comme une relation conjugale épanouie ne compense pas l’absence d’intégration dans une communauté sociale. De Jong-Gierveld et Kamphuis ont traduit cette non-fongibilité dans une structure psychométrique formelle.

L’approche cognitive et évaluative (Peplau & Perlman, 1982)

Parallèlement, De Jong Gierveld ancre son modèle dans l’approche cognitive défendue par Peplau et Perlman. La solitude n’est pas le synonyme objectif de l’isolement social (qui s’évalue par le nombre de contacts hebdomadaires, l’état civil ou la cohabitation). Un individu vivant seul peut ne ressentir aucune solitude s’il juge son autonomie satisfaisante, tandis qu’un individu entouré d’une famille nombreuse peut éprouver une détresse aiguë s’il perçoit un gouffre entre ses aspirations de partage intime et la réalité de ses échanges. L’échelle interroge donc exclusivement l’évaluation subjective et le ressenti intérieur du sujet.

L’apport méthodologique : La théorie non paramétrique de réponse aux items (IRT)

Sur le plan psychométrique, le cadre théorique a été opérationnalisé à l’aide des modèles de mise à l’échelle stochastique de Mokken (Mokken Scale Analysis). Contrairement aux échelles développées par simple analyse factorielle linéaire classique, les items de l’échelle de solitude ont été sélectionnés selon des critères probabilistes de monotonie et d’homogénéité stricte (coefficient H de Loevinger), garantissant que les items s’échelonnent le long d’un continuum cumulatif d’intensité de la détresse relationnelle.

7. Validité

L’évaluation psychométrique de la validité de l’Eenzaamheidsschaal a fait l’objet de centaines de publications empiriques à travers le monde, confirmant son adéquation dans des populations et des cultures diversifiées.

Validité de construit et validité factorielle

Les modélisations en équations structurelles (SEM) et les analyses factorielles confirmatoires ont démontré l’adéquation supérieure d’un modèle bifactoriel corrélé (solitude émotionnelle et solitude sociale) par rapport à un modèle strictement unidimensionnel. Les corrélations entre les deux sous-dimensions se situent typiquement dans une plage modérée (entre r = 0,35 et r = 0,55), ce qui prouve qu’elles partagent un socle commun d’affects négatifs tout en mesurant des construits conceptuellement distincts.

Validité convergente et discriminante

La validité convergente de la DJGLS est établie par des corrélations fortes et positives avec :

• L’échelle de solitude de l’UCLA (UCLA Loneliness Scale), avec des coefficients de corrélation r dépassant fréquemment 0,75.
• Les mesures de symptomatologie dépressive (telles que le CES-D ou le PHQ-9), avec des corrélations de l’ordre de r = 0,45 à 0,60.
• Les scores d’anxiété générale, d’affect négatif et d’idéation suicidaire.

Inversement, l’échelle présente une validité divergente nette à l’égard de construits tels que l’estime de soi globale, la satisfaction de vie (SWLS), le soutien social perçu (MSPSS) et la taille du réseau social objectif (mesurée par le nombre de confidents réels), confirmant que l’isolement structurel n’est pas confondu avec le sentiment subjectif de délaissement.

Sensibilité au changement et validité prédictive

Dans les études longitudinales sur le vieillissement (notamment au sein du panel néerlandais LASA et du panel allemand DEAS), le score à l’échelle de De Jong Gierveld s’avère un puissant prédicteur prospectif du déclin cognitif, de l’entrée prématurée en institution d’hébergement pour personnes âgées dépendantes (EHPAD/EMS), des événements cardiovasculaires majeurs et de la surmortalité toutes causes confondues, après contrôle rigoureux des variables sociodémographiques et de l’état de santé initial.

8. Fidélité

La fidélité de l’échelle à 11 items a été abondamment documentée dans des échantillons de grande envergure, allant de cohortes d’adolescents à des centenaires :

Consistance interne

• Échelle totale (11 items) : Le coefficient alpha de Cronbach (α) oscille de manière très stable entre 0,82 et 0,90 selon les échantillons nationaux. Le coefficient oméga de McDonald (ω), moins sensible aux violations de tau-équivalence, rapporte des valeurs homogènes situées entre 0,84 et 0,91.
• Sous-échelle de solitude émotionnelle (6 items) : L’alpha de Cronbach se situe généralement entre 0,74 et 0,85.
• Sous-échelle de solitude sociale (5 items) : L’alpha de Cronbach varie classiquement entre 0,78 et 0,86.
• Homogénéité de Mokken : Les coefficients H de Loevinger se situent au-dessus du seuil conventionnel de 0,35 pour chaque sous-échelle, attestant d’une échelle cumulative moyenne à forte.

Stabilité temporelle (Fidélité test-retest)

Les coefficients de corrélation intraclasse (CCI) et de fidélité test-retest varient en fonction du délai d’administration :

• À un intervalle de 2 à 4 semaines, en l’absence d’événement de vie majeur (séparation, deuil, déménagement), la corrélation test-retest est comprise entre r = 0,80 et r = 0,87, démontrant une excellente stabilité temporelle de la mesure.
• À moyen terme (6 mois à 1 an), la corrélation se stabilise autour de r = 0,60 à 0,70, reflétant la nature de la solitude comme un état psychologique sensible aux fluctuations environnementales et aux adaptations biographiques de l’individu.

9. Analyse factorielle

L’architecture dimensionnelle de l’Eenzaamheidsschaal a fait l’objet de vérifications approfondies par le biais d’analyses factorielles exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC) :

Structure factorielle confirmatoire (AFC)

Les études méthodologiques canoniques (notamment van Baarsen et al., 2001 ; De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985 ; Dykstra & de Jong Gierveld, 2004) démontrent sans équivoque qu’une solution à deux facteurs corrélés présente des indices d’ajustement grandement supérieurs au modèle unifactoriel :

• Chi-deux normé (χ²/ddl) : inférieur à 3,0.
• CFI (Comparative Fit Index) : généralement supérieur à 0,95 (alors qu’il chute souvent sous 0,85 dans le modèle unifactoriel).
• TLI (Tucker-Lewis Index) : supérieur à 0,94.
• RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) : typiquement compris entre 0,035 et 0,055 (avec un intervalle de confiance à 90 % étroit).
• SRMR (Standardized Root Mean Square Residual) : inférieur à 0,05.

Saturations factorielles des items

Dans l’AFC à deux facteurs :

• Les 6 items à formulation négative (items 2, 3, 5, 6, 9, 10) présentent des saturations factorielles standardisées robustes sur le facteur de solitude émotionnelle, comprises le plus souvent entre 0,55 et 0,82.
• Les 5 items à formulation positive (items 1, 4, 7, 8, 11) saturent massivement sur le facteur de solitude sociale, avec des charges factorielles oscillant entre 0,58 et 0,84.
• Les saturations croisées demeurent faibles (inférieures à 0,20), confirmant la netteté de la séparation factorielle entre l’intimité relationnelle perdue et l’intégration communautaire préservée.

Bien que certains auteurs aient débattu de l’éventualité d’un artéfact méthodologique lié au sens de formulation des énoncés (items inversés versus non inversés), les analyses d’invariance multigroupes et l’analyse de réseaux psychométriques ont confirmé que cette séparation reflète bel et bien la dualité substantielle entre la solitude sociale et la solitude émotionnelle théorisée par Weiss.

10. Instrument de mesure

• Dénomination de l’instrument : Échelle de solitude de De Jong Gierveld (De Jong Gierveld Loneliness Scale – DJGLS / Eenzaamheidsschaal).
• Auteurs : Jenny de Jong-Gierveld et Frans Kamphuis (1985).
• Type d’instrument : Questionnaire d’auto-évaluation psychologique et sociologique (échelle psychométrique standardisée).
• Nombre d’items : 11 items au total.
  • 6 items évaluant la solitude émotionnelle (items 2, 3, 5, 6, 9, 10).
  • 5 items évaluant la solitude sociale (items 1, 4, 7, 8, 11).
• Population cible : Adultes, personnes âgées, populations cliniques et communautaires.
• Temps de passation : Environ 3 à 5 minutes.
• Format de réponse authentique : Initialement trichotomique ou dichotomique (Oui / Plus ou moins / Non), fréquemment administré sous forme d’échelle en 3 points ou 5 points (par exemple : Oui / Plus ou moins / Non, ou de 1 = Tout à fait d’accord à 5 = Tout à fait en désaccord).
• Règles de cotation et de calcul des scores (procédure standard dichotomique de De Jong Gierveld) :
  • Chaque item est recodé de 0 (absence de solitude sur l’item) à 1 point (présence d’un sentiment de solitude).
  • Items formulés négativement (solitude émotionnelle : 2, 3, 5, 6, 9, 10) : répondre « Oui » ou « Plus ou moins » rapporte 1 point (indicateur de solitude) ; répondre « Non » rapporte 0 point.
  • Items formulés positivement (solitude sociale : 1, 4, 7, 8, 11) : répondre « Non » ou « Plus ou moins » rapporte 1 point (indicateur de solitude) ; répondre « Oui » rapporte 0 point.
  • Score total de solitude : Somme des 11 items, s’échelonnant de 0 (aucune solitude perçue) à 11 (solitude maximale / extrême).
  • Scores des sous-échelles : Solitude émotionnelle de 0 à 6 ; Solitude sociale de 0 à 5.
  • Catégorisation clinique / interprétation normative usuelle :
    • 0 à 2 points : Non solitaire (réseau relationnel satisfaisant).
    • 3 à 8 points : Solitude modérée.
    • 9 à 10 points : Solitude sévère.
    • 11 points : Solitude très sévère / extrême.

11. Permissions, Tarifs et Année du test

• Année de publication princeps : 1985 (avec des travaux méthodologiques préparatoires dès 1982). Une version courte à 6 items a également été validée en 2006 (De Jong Gierveld & Van Tilburg).
• Statut du droit d’auteur et permissions : L’échelle de solitude de De Jong Gierveld est un instrument du domaine public académique. Les auteurs l’ont mise à la disposition de la communauté scientifique internationale pour la recherche biomédicale, épidémiologique, psychologique et l’évaluation clinique non commerciale.
• Frais d’utilisation : Gratuit (aucun coût d’acquisition ni redevance de licence pour les projets universitaires et les institutions de santé à but non lucratif).
• Conditions de citation : Les utilisateurs sont tenus de citer les articles originaux de validation méthodologique (De Jong Gierveld & Kamphuis, 1985 ; De Jong Gierveld & Van Tilburg, 2006) dans toute publication issue de l’utilisation de l’instrument.

12. Références

De Jong-Gierveld, J., & Kamphuis, F. (1985). The development of a Rasch-type loneliness scale. Applied Psychological Measurement, 9(3), 289–299. https://doi.org/10.1177/014662168500900307

De Jong Gierveld, J., & Van Tilburg, T. (2006). A 6-item scale for overall, emotional, and social loneliness: Confirmatory tests on survey data. Research on Aging, 28(5), 582–598. https://doi.org/10.1177/0164027506289723

De Jong Gierveld, J., & Van Tilburg, T. (2010). The De Jong Gierveld short scales for emotional and social loneliness: Tested on data from 7 countries in the UN Generations and Gender Surveys. European Journal of Ageing, 7(2), 121–130. https://doi.org/10.1007/s10433-010-0144-6

Dykstra, P. A., & de Jong Gierveld, J. (2004). Gender and marital-history differences in emotional and social loneliness among Dutch older adults. Canadian Journal on Aging / La Revue canadienne du vieillissement, 23(2), 141–155. https://doi.org/10.1353/cja.2004.0018

Peplau, L. A., & Perlman, D. (Eds.). (1982). Loneliness: A sourcebook of current theory, research and therapy. John Wiley & Sons.

Russell, D., Peplau, L. A., & Ferguson, M. L. (1978). Developing a measure of loneliness. Journal of Personality Assessment, 42(3), 290–294. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa4203_11

Van Baarsen, B., Snijders, T. A., Braam, A. W., & Van Duijn, M. A. (2001). The De Jong Gierveld Loneliness Scale: A test of the test. Social Indicators Research, 53(2), 159–194. https://doi.org/10.1023/A:1007137817024

Weiss, R. S. (1973). Loneliness: The experience of emotional and social isolation. The MIT Press.

13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)