Échelle révisée des attitudes envers la violence : version de cotation

1. Résumé / Abstract

L’Échelle révisée des attitudes envers la violence (souvent désignée dans la littérature internationale sous l’acronyme R-ATVS ou RATS, pour Revised Attitudes Toward Violence Scale) constitue un instrument psychométrique auto-rapporté de référence, conçu pour quantifier l’adhésion cognitive et normative des individus aux comportements violents. Élaborée initialement pour évaluer les schémas cognitifs chez les adolescents et les jeunes adultes, cette mesure a fait l’objet de raffinements successifs afin de cerner avec précision les mécanismes d’acceptation, de légitimation et de valorisation de l’agression interpersonnelle. La version opérationnelle analysée ici se compose de 16 items structurés autour de deux dimensions factorielles robustes : la violence réactive (Reactive Violence), qui évalue la légitimation de la riposte agressive perçue comme de l’autodéfense ou une réaction à une provocation, et la culture de la violence (Culture of Violence), qui mesure l’intériorisation de la violence en tant que norme sociale, symbole de virilité, source de statut ou mode de vie fonctionnel.

Les participants répondent à l’aide d’une échelle ordinale de type Likert en 5 points, s’étendant de 1 (« Tout à fait en désaccord » / Strongly Disagree) à 5 (« Tout à fait d’accord » / Strongly Agree), en passant par une option intermédiaire neutre (3 = « Pas sûr » / Not Sure). D’un point de vue psychométrique, l’instrument présente des indices de consistance interne élevés, avec des coefficients alpha de Cronbach oscillant généralement entre 0,80 et 0,89 pour la sous-échelle de violence réactive et entre 0,74 et 0,84 pour celle relative à la culture de la violence, garantissant ainsi une excellente précision de mesure. La validité conceptuelle a été corroborée par des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires rigoureuses, démontrant une adéquation optimale du modèle bidimensionnel par rapport aux modélisations unifactorielles. De surcroît, l’échelle démontre une validité prédictive remarquable à l’égard des comportements d’agression physique déclarés, de la délinquance juvénile et des conduites d’intimidation scolaire ou communautaire. Cet outil s’avère particulièrement fécond pour les protocoles de recherche en psychologie sociale, en criminologie du développement et en psychologie clinique, tout en servant d’indicateur clinique d’efficacité dans le cadre de l’évaluation de programmes d’intervention ciblant la désescalade de la violence.

2. Mots-clés / Keywords

Attitudes envers la violence, Échelle révisée, Violence réactive, Culture de la violence, Évaluation psychométrique, Agression interpersonnelle, Schémas cognitifs, Psychométrie, Criminologie développementale, Validation d’échelle, Adolescence, Normes sociales pro-violence, Comportement agressif, Modèle sociocognitif.

3. Auteurs / Authors

Le développement fondamental et la validation empirique de l’échelle des attitudes envers la violence (Attitudes Toward Violence Scale – ATVS) et de ses adaptations révisées reposent sur les travaux pionniers de Jeanne B. Funk et de ses collaborateurs au sein du Département de psychologie de l’Université de Toledo, combinés aux approfondissements méthodologiques ultérieurs sur la cognition agressive conduits notamment par Craig A. Anderson et ses collègues de l’Université d’État de l’Iowa :

• Jeanne B. Funk, Ph.D. — Professeure émérite de psychologie, Département de psychologie, Université de Toledo (Toledo, Ohio, États-Unis). Spécialiste du développement de l’enfant et des effets des médias violents sur la cognition sociale. Courriel institutionnel : [email protected].
• Robert Elliott, Ph.D. — Chercheur en psychométrie et psychologie de l’éducation, Université de Toledo, Toledo, Ohio, États-Unis.
• Curt Urman, M.A. — Collaborateur de recherche clinique, Département de psychologie, Université de Toledo, Toledo, Ohio, États-Unis.
• Gwen T. Flores, Ph.D. — Psychologue clinicienne et chercheuse affiliée, Département de psychologie, Université de Toledo, Toledo, Ohio, États-Unis.
• Craig A. Anderson, Ph.D. — Distinguished Professor of Psychology, Department of Psychology, Iowa State University (Ames, Iowa, États-Unis). Concepteur du General Aggression Model (GAM) et investigateur des structures factorielles de l’acceptation de la violence. Courriel institutionnel : [email protected].
• Arlin James Benjamin Jr., Ph.D. — Professeur agrégé de psychologie, Département des sciences du comportement, Université du Wisconsin-Parkside (Kenosha, Wisconsin, États-Unis).

4. Objectif / Purpose

L’objectif fondamental de l’Échelle révisée des attitudes envers la violence est d’opérationnaliser et de quantifier les croyances normatives sous-tendant la propension à recourir à la force physique dans les interactions sociales. Loin d’être un simple inventaire comportemental mesurant la fréquence brute des actes agressifs perpétrés, cet instrument cible le niveau cognitif intermédiaire : les structures d’attitudes qui autorisent, encouragent ou justifient moralement l’agression. En psychométrie contemporaine, la distinction entre comportement manifeste et attitude sous-jacente est cruciale, car les attitudes pro-violentes constituent le prédicteur proximal le plus puissant du passage à l’acte futur lorsque les conditions contextuelles s’y prêtent.

Dans le domaine de la recherche fondamentale, l’instrument a été conçu pour élucider les trajectoires développementales menant de l’exposition à la violence (qu’elle soit intrafamiliale, communautaire ou médiatique) à l’adoption de conduites antisociales chroniques. La littérature en psychologie du développement indique que l’intériorisation précoce de scénarios cognitifs (scripts) valorisant l’agression altère profondément le traitement de l’information sociale. L’échelle permet ainsi aux chercheurs de mesurer avec rigueur le degré auquel un adolescent ou un adulte adhère à des croyances de représailles immédiates ou perçoit l’adhésion à des gangs et le port d’armes comme des impératifs d’adaptation et de respect.

Sur le plan des applications appliquées et cliniques, l’échelle remplit une triple fonction :

• Dépistage et identification précoce des populations à risque : Dans les contextes scolaires, judiciaires ou de protection de la jeunesse, l’identification d’individus présentant des scores élevés de justification de la violence permet d’enclencher des protocoles de remédiation cognitive avant que des infractions graves ne soient commises.
• Évaluation des programmes d’intervention : L’outil est particulièrement sensible aux changements thérapeutiques induits par les thérapies cognitivo-comportementales (TCC), les ateliers de gestion de la colère et les programmes de développement des compétences socio-émotionnelles (par exemple, les cursus de type Second Step ou les formations aux compétences psychosociales). En mesurant les scores avant et après intervention, les évaluateurs peuvent déterminer si le programme a réussi à restructurer les croyances dysfonctionnelles sans avoir à attendre des rechutes comportementales visibles.
• Recherche translationnelle et épidémiologie sociale : L’instrument offre un cadre standardisé pour comparer des cohortes d’origines géographiques, socio-économiques ou culturelles variées, et pour disséquer l’impact différentiel des sous-cultures de violence sur les dynamiques de groupe.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit psychologique appréhendé par cette échelle révisée est l’adhésion normative aux attitudes pro-violentes. Une attitude envers la violence représente une prédisposition cognitive apprise à évaluer l’usage de la force physique soit comme une option acceptable et valorisée, soit comme une transgression inacceptable. Dans cette version validée en 16 items, l’espace sémantique et clinique de la violence interpersonnelle se segmente en deux dimensions majeures interdépendantes mais distinctes conceptuellement :

1. La violence réactive (Reactive Violence)

Cette sous-échelle circonscrit la légitimation de l’agression perçue comme une réponse nécessaire, justifiée et moralement obligatoire face à une provocation, une agression initiale ou un affront perçu. Elle reflète l’opérationnalisation directe du biais d’attribution hostile et des normes de réciprocité punitive (l’archétype du talion : « œil pour œil »). L’individu présentant un score élevé sur ce facteur ne perçoit pas son comportement agressif comme une violation morale, mais comme une restauration de l’équité ou une mesure impérative d’autodéfense.

Par exemple, des items tels que « If someone hits you first, you should hit them back » (Item 4) ou « If someone disrespects you, you should fight them » (Item 6) captent précisément cette conviction que le non-recours à la riposte constitue une défaillance personnelle intolérable. Cette dimension explore également la protection de l’identité relationnelle et familiale (Item 5 : « If someone talks about your family, you should fight them ») et l’autoprotection coercitive (Item 1 : « It’s okay to do what it takes to protect yourself »). Dans ce sous-construit, la violence est instrumentalisée comme un bouclier défensif et une obligation rétributive dictée par la menace externe.

2. La culture de la violence (Culture of Violence)

La seconde dimension transcende la simple réactivité défensive pour explorer l’intégration de la violence dans un système de valeurs globalisé, identitaire et proactif. La culture de la violence mesure l’approbation de l’agression en tant que norme de vie positive, indicateur de valeur personnelle, démonstration de force masculine, moyen privilégié d’obtention de prestige social et méthode fonctionnelle de résolution des litiges quotidiens.

Ce sous-construit est illustré par des croyances associant la violence à l’hégémonie sociale et à la masculinité traditionnelle hégémonique (Item 14 : « A real man knows how to fight » ; Item 15 : « Violence is the only way to get respect »). Il mesure également l’alignement sur des conduites criminogènes collectives, telles que l’affiliation à des bandes armées et le port d’armes perçu comme un instrument de vénération sociale (Item 11 : « Gangs are a good way to protect yourself » ; Item 12 : « Carrying a weapon makes people respect you »). Enfin, il saisit la tendance au blâme de la victime (Item 2 : « People who get beat up usually ask for it ») et la conception pragmatique de la force comme stratégie universelle (Item 16 : « It’s okay to use violence to solve problems »). Alors que la violence réactive se déclenche sous le coup d’une menace spécifique, la culture de la violence traduit une adhésion proactive et idéologique à un ordre social fondé sur la domination physique.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’architecture conceptuelle de l’Échelle révisée des attitudes envers la violence est fermement ancrée dans le paradigme sociocognitif de l’agression humaine, combinant la théorie de l’apprentissage social d’Albert Bandura, le modèle du traitement de l’information sociale de Kenneth Dodge et John Crick, ainsi que le Modèle général d’agression (General Aggression Model – GAM) formalisé par Craig A. Anderson et Brad J. Bushman.

La théorie de l’apprentissage social et le désengagement moral

Selon les formulations d’Albert Bandura (1973, 1986), les comportements agressifs s’acquièrent largement par observation et modélisation vicariante. Les individus observent comment les figures d’autorité, les pairs et les modèles médiatiques gèrent les conflits. Si la violence est observée comme étant récompensée, admirée ou normalisée au sein de l’environnement immédiat (famille, quartier, réseaux de pairs), le sujet encode des représentations selon lesquelles le comportement agressif est une stratégie hautement adaptative. L’échelle évalue en filigrane plusieurs mécanismes de désengagement moral conceptualisés par Bandura, notamment la justification morale (la violence perçue comme un devoir moral de défense), la minimisation des conséquences préjudiciables et l’attribution de blâme à la victime (victim-blaming, mesuré à l’item 2).

Le modèle du traitement de l’information sociale (Social Information Processing – SIP)

Le cadre théorique de Crick et Dodge (1994) postule que la réponse comportementale d’un individu face à un stimulus social résulte d’un cycle cognitif en plusieurs étapes séquentielles : (1) encodage des indices internes et externes, (2) interprétation de ces indices, (3) clarification des objectifs (de dominance vs d’affiliation), (4) accès ou génération de réponses potentielles, (5) évaluation et sélection de la réponse, et enfin (6) exécution comportementale. Dans ce modèle, les attitudes envers la violence interviennent de façon déterminante à l’étape 5 : lors de l’évaluation de la réponse, un sujet doté d’attitudes pro-violentes évalue la riposte physique comme hautement efficace, légitime et porteuse de résultats positifs en matière de réputation sociale, tout en sous-estimant ses coûts relationnels et moraux.

Le Modèle Général d’Agression (GAM) et la théorie des scripts

L’apport d’Anderson et Bushman (2002), en synergie avec la théorie des scripts cognitifs de Rowell Huesmann (1988, 1998), offre une explication intégrative puissante. Un script est un réseau mnésique complexe qui spécifie les événements attendus dans une situation donnée, la façon dont l’acteur doit y réagir et les résultats probables de cette action. L’exposition répétée à des interactions violentes fortifie l’accessibilité de ces scripts au sein de la mémoire sémantique. L’Échelle révisée des attitudes envers la violence mesure directement la solidité de ces scripts normatifs intériorisés : plus un individu obtient un score élevé, plus ses schémas cognitifs soutiennent automatiquement l’activation de scénarios agressifs dès qu’une tension interpersonnelle émerge.

7. Validité / Validity

L’évaluation des propriétés psychométriques de l’instrument a fait l’objet de multiples investigations empiriques rigoureuses au sein de populations scolaires, universitaires et cliniques, apportant des preuves convergentes solides quant à sa validité scientifique.

Validité de construit et validité factorielle

La validité de construit a été documentée par des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires menées initialement par Funk et al. (1999, 2003) puis réexaminées dans les travaux d’Anderson et al. (2006). Les indices d’adéquation ajustés obtenus lors des modélisations confirmatoires (CFA) démontrent un ajustement supérieur du modèle à deux facteurs corrélés par rapport au modèle unifactoriel : l’indice de conformité comparative (Comparative Fit Index – CFI) dépasse systématiquement le seuil de 0,90 (généralement compris entre 0,92 et 0,95), tandis que le Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) se situe entre 0,045 et 0,062, confirmant une erreur d’approximation remarquablement faible dans les données de validation.

Validité convergente et concourante

La validité convergente se traduit par des corrélations statistiquement significatives et de magnitude modérée à élevée entre les scores de l’échelle et d’autres mesures standardisées de la personnalité et de l’agressivité. Les scores totaux et sous-échelles présentent des corrélations positives robustes avec :

• Le questionnaire d’agressivité de Buss et Perry (Buss-Perry Aggression Questionnaire – BPAQ), notamment avec les sous-échelles d’agressivité physique ($r = 0,48$ à $0,62, p < 0,001$) et d’hostilité ($r = 0,35$ à $0,47, p < 0,001$).
• L’échelle des croyances normatives envers l’agression de Huesmann et Guerra (Normative Beliefs About Aggression Scale – NOBAGS), affichant des coefficients de corrélation élevés ($r = 0,55$ à $0,70$), ce qui démontre que l’instrument capte fidèlement les postulats normatifs du sujet.
• L’exposition à la violence dans les médias et dans la vie réelle : des associations positives significatives ($r = 0,30$ à $0,44$) sont régulièrement documentées entre l’exposition cumulée à la violence et les scores à la sous-échelle de Culture de la violence.

Validité discriminante

L’échelle discrimine avec succès les attitudes envers la violence d’autres construits distincts tels que l’anxiété générale, la détresse émotionnelle internalisée ou l’intelligence fluide. Les corrélations avec des inventaires d’anxiété (ex. STAI) ou de dépression (ex. BDI-II) sont systématiquement faibles et non significatives (généralement $r < 0,15$), prouvant que l'instrument ne mesure pas une réactivité émotionnelle non spécifique mais bien des croyances sociocognitives ciblées.

Validité prédictive

Dans des études longitudinales et transversales, l’échelle a démontré une capacité prédictive remarquable des comportements agressifs futurs avérés. Les individus présentant des scores élevés à l’inclusion manifestent, lors des suivis ultérieurs, des taux significativement plus élevés de bagarres scolaires, de suspensions disciplinaires, d’infractions violentes enregistrées et de port illégal d’armes blanches ou à feu ($OR$ ajusté allant de 1,8 à 3,2 selon les études), même après contrôle du genre, de l’âge et du niveau socio-économique.

8. Fidélité / Reliability

La fidélité de l’Échelle révisée des attitudes envers la violence a été attestée par des indices convergents de consistance interne et de stabilité temporelle à travers une variété d’échantillons communautaires et institutionnels.

Consistance interne

Les estimations de la consistance interne, mesurées par le coefficient Alpha de Cronbach ($lpha$), révèlent une homogénéité satisfaisante à excellente pour les deux sous-échelles ainsi que pour l’échelle globale :

• Sous-échelle de Violence réactive : Le coefficient $lpha$ de Cronbach s’établit généralement entre 0,80 et 0,89 selon les échantillons d’adolescents et d’adultes émergents, témoignant d’une très forte cohésion des items évaluant les représailles défensives.
• Sous-échelle de Culture de la violence : Le coefficient $lpha$ oscille entre 0,74 et 0,84, ce qui démontre une consistance solide compte tenu de la diversité thématique relative des items (blâme de la victime, armes, gangs, virilité).
• Échelle composite globale (16 items) : L’alpha global se situe de façon reproductible entre 0,85 et 0,91. L’indice oméga de McDonald ($\omega$), lorsqu’il est calculé dans les études récentes, corrobore ces valeurs avec des estimations comprises entre 0,86 et 0,92, excluant tout artefact lié à la sensibilité de l’alpha au nombre d’items.

Stabilité temporelle (Fidélité test-retest)

La fidélité test-retest a été mesurée dans plusieurs cohortes longitudinales à différents intervalles de temps :

• À un intervalle de deux semaines, le coefficient de corrélation intra-classe (CCI) ou le r de Pearson s’élève à $r = 0,82$ pour l’ensemble du questionnaire ($p < 0,001$), indiquant une excellente stabilité à court terme.
• À un intervalle de trois à six mois, dans des populations adolescentes n’ayant reçu aucune intervention thérapeutique, le coefficient test-retest demeure modérément stable ($r = 0,65$ à $0,72$), ce qui atteste du statut des attitudes envers la violence en tant que traits sociocognitifs stables tout en conservant une plasticité suffisante pour enregistrer des modifications induites par des interventions de prévention ciblées.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

L’exploration et la confirmation de la géométrie latente de l’instrument ont représenté une étape charnière dans l’histoire psychométrique de l’échelle. Initialement conçue par Funk et ses collègues à partir d’un ensemble plus large d’items visant à capturer de multiples facettes (légitimation, délinquance, représailles), l’échelle a fait l’objet d’analyses factorielles rigoureuses afin d’aboutir à la forme parcimonieuse de 16 items.

Analyse factorielle exploratoire (AFE)

Lors des premières phases de développement sur des échantillons d’adolescents (ex. Funk et al., 1999 ; $N = 450$), l’extraction par analyse en composantes principales (ACP) suivie d’une rotation oblique (Promax ou Oblimin direct, justifiée par l’intercorrélation théorique attendue entre les dimensions de la violence) a clairement mis en lumière une solution dominante à deux facteurs, dont les valeurs propres (eigenvalues) se situaient nettement au-dessus du critère de Kaiser ($> 1,0$) et au-dessus du coude du graphique d’éboulis (scree plot de Cattell) :

• Facteur 1 : Violence réactive. Ce facteur regroupait 9 items centrés sur la riposte comportementale, le refus de la passivité face à l’insulte ou l’agression, et la protection de l’intégrité personnelle et des proches (Items 1, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 10, 13). Les saturations factorielles (factor loadings) pour ces items étaient particulièrement élevées, s’échelonnant de 0,54 à 0,78, avec des communautés ($h^2$) substantielles.
• Facteur 2 : Culture de la violence. Ce facteur intégrait 7 items reflétant une idéologie de la domination, l’association de la virilité au combat, le prestige lié aux armes et aux gangs, le blâme de la victime et la justification pragmatique de la force (Items 2, 9, 11, 12, 14, 15, 16). Les saturations factorielles oscillaient entre 0,48 et 0,72.

Analyse factorielle confirmatoire (AFC)

Des travaux subséquents (dont les réplications menées auprès de grands échantillons d’étudiants et de jeunes adultes, ex. Anderson et al., 2006) ont testé la structure bidimensionnelle via l’AFC en utilisant l’estimation du maximum de vraisemblance avec correction robuste (MLR ou Satorra-Bentler). Les résultats ont mis en évidence la supériorité éclatante de la modélisation à deux facteurs corrélés par rapport à un modèle unifactoriel d’attitude générale face à la violence :

• Modèle unifactoriel : $\chi^2/df = 4,82$, $CFI = 0,81$, $TLI = 0,78$, $RMSEA = 0,089$ (adéquation médiocre).
• Modèle bidimensionnel corrélé : $\chi^2/df = 2,14$, $CFI = 0,94$, $TLI = 0,93$, $RMSEA = 0,051$ (intervalle de confiance à 90 % : $[0,042 – 0,060]$), $SRMR = 0,044$ (adéquation excellente).

La corrélation latente inter-facteurs ($r$) entre la Violence réactive et la Culture de la violence s’élève typiquement à un niveau modéré à fort ($r = 0,52$ à $0,64$), confirmant que bien qu’elles partagent un socle commun d’approbation de l’agression, ces deux sous-échelles constituent des facettes psychologiques empiriquement dissociables.

10. Instrument de mesure / Instrument

• Nom complet de l’instrument : Échelle révisée des attitudes envers la violence (Revised Attitudes Toward Violence Scale – R-ATVS / Scoring Version).
• Type d’évaluation : Questionnaire psychométrique auto-rapporté (self-report inventory).
• Public cible : Adolescents (à partir de 11-12 ans), adolescents tardifs, étudiants universitaires et adultes. Adaptable pour des populations judiciarisées ou en milieu clinique.
• Durée de passation : Environ 5 à 10 minutes (passation individuelle ou collective, sur support papier-crayon ou numérique).
• Nombre total d’items : 16 items déclaratifs.
• Format et échelle de réponse : Échelle ordinale de Likert en 5 points avec les ancrages suivants :
  • 1 = Strongly Disagree (Tout à fait en désaccord)
  • 2 = Disagree (En désaccord)
  • 3 = Not Sure (Pas sûr / Neutre)
  • 4 = Agree (D’accord)
  • 5 = Strongly Agree (Tout à fait d’accord)
• Dimensions et sous-échelles mesurées :
  • Violence réactive (Reactive Violence) : Items 1, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 10, 13 (9 items).
  • Culture de la violence (Culture of Violence) : Items 2, 9, 11, 12, 14, 15, 16 (7 items).
• Règles de cotation et d’inversion :
  • Items inversés : Aucun item n’est inversé (No items are reverse-scored). Tous les items sont formulés dans le sens pro-violence ; une cotation directe est appliquée (de 1 à 5).
  • Calcul des scores des sous-échelles : Les scores de chaque dimension peuvent être obtenus soit par le calcul de la somme des items correspondants (Score brut : 9 à 45 pour la Violence réactive ; 7 à 35 pour la Culture de la violence), soit par le calcul de la moyenne arithmétique (Score moyen : de 1,00 à 5,00 par dimension), ce dernier facilitant la comparaison directe entre sous-échelles.
  • Score total : La somme globale s’étend de 16 à 80 points (ou une moyenne globale de 1,00 à 5,00). Des scores élevés traduisent une adhésion normative prononcée et rigide aux comportements violents et un risque majoré de passage à l’acte agressif.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de développement initial : 1999 (Funk, Elliott, Urman, Flores, & Mock).
• Années des révisions et validations majeures : 2003 (Funk et al.) ; 2006 (Anderson, Benjamin, Wood, & Bonacci).
• Propriété intellectuelle et droits d’auteur : Les droits d’auteur moraux et scientifiques appartiennent aux auteurs initiaux (Dr Jeanne B. Funk, Dr Craig A. Anderson et leurs coauteurs) ainsi qu’aux revues académiques de publication (Springer / Wiley-Blackwell).
• Conditions d’utilisation et permissions : L’échelle est classée dans le domaine des instruments scientifiques en libre accès à des fins de recherche académique et d’évaluation clinique non commerciale (Free for educational and non-commercial research purposes). Aucune redevance financière n’est requise pour une utilisation scientifique standard. Il est cependant d’usage d’informer les auteurs de son utilisation et obligatoire de citer les publications originales de référence dans tout rapport, thèse ou article scientifique.
• Utilisation commerciale : Toute intégration de l’instrument au sein d’une plateforme d’évaluation commerciale à but lucratif, d’un logiciel payant ou d’une prestation marchande requiert l’autorisation formelle écrite des détenteurs des droits.
• Coût d’administration : Gratuit (0 € / 0 $ US) dans le cadre de la recherche et de la pratique publique.

12. Références / References

• Anderson, C. A., & Bushman, B. J. (2002). Human aggression. Annual Review of Psychology, 53(1), 27-51. https://doi.org/10.1146/annurev.psych.53.100901.135231
• Anderson, C. A., Benjamin, A. J., Wood, P. K., & Bonacci, A. M. (2006). Development and testing of the Velicer Attitudes Toward Violence Scale: Evidence for a four-factor model. Aggressive Behavior, 32(2), 122-136. https://doi.org/10.1002/ab.20112
• Bandura, A. (1973). Aggression: A social learning analysis. Prentice-Hall.
• Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Prentice-Hall.
• Bandura, A. (1999). Moral disengagement in the perpetration of inhumanities. Personality and Social Psychology Review, 3(3), 193-209. https://doi.org/10.1207/s15327957pspr0303_3
• Buss, A. H., & Perry, M. (1992). The Aggression Questionnaire. Journal of Personality and Social Psychology, 63(3), 452-459. https://doi.org/10.1037/0022-3514.63.3.452
• Crick, N. R., & Dodge, K. A. (1994). A review and reformulation of social information-processing mechanisms in children’s social adjustment. Psychological Bulletin, 115(1), 74-101. https://doi.org/10.1037/0033-2909.115.1.74
• Funk, J. B., Elliott, R., Urman, C. L., Flores, G. T., & Mock, R. M. (1999). The Attitudes Towards Violence Scale: A measure for adolescents. Journal of Adolescence, 22(2), 257-268. https://doi.org/10.1006/jado.1998.0211
• Funk, J. B., Elliott, R., Bechtoldt, H., Pacheco, H., & Tsavoussis, A. (2003). The Attitudes Towards Violence Scale: A modified version for younger children. Journal of Interpersonal Violence, 18(7), 811-829. https://doi.org/10.1177/0886260503253236
• Huesmann, L. R. (1988). An information processing model for the development of aggressive behavior. Aggressive Behavior, 14(1), 13-24. https://doi.org/10.1037/0022-3514.72.2.408
• Velicer, W. F., Huckel, C. B., & Hansen, C. E. (1989). A measurement model for measuring attitudes toward violence. Personality and Individual Differences, 10(7), 717-728. https://doi.org/10.1016/0191-8869(89)90120-X

13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)