Mesure du soutien social

1. Résumé / Abstract

La Mesure du soutien social (Social Support Measure), initialement conceptualisée et opérationnalisée par les épidémiologistes et sociologues de la santé Lisa F. Berkman et Lester Breslow (1983) dans le prolongement direct des travaux séminaux de Berkman et Syme (1979), constitue un instrument psychométrique et épidémiologique fondamental dédié à l’évaluation quantitative et qualitative des liens sociaux. Conçue pour mesurer à la fois l’intégration structurelle du réseau social (dimension quantitative évaluant le nombre et la fréquence des contacts avec les amis, la parenté et les organisations communautaires ou religieuses) et le soutien social perçu (dimension fonctionnelle explorant la disponibilité d’une écoute empathique, d’un guidage cognitif et de marques d’affection), cette échelle se compose de 11 items fondamentaux. Les items 1 à 6 ciblent l’architecture du réseau social et les activités d’affiliation collective, tandis que les items 7 à 11 sondent les ressources de soutien émotionnel, informatif et d’attachement.

Le format de réponse combine des échelles ordinales d’effectifs (allant de 0 = « Aucun » à 4 = « 10 ou plus », avec un code 9 = « Inconnu » pour les contacts proches), des réponses dichotomiques d’appartenance à des groupes (0 = Non, 1 = Oui) et des échelles de fréquence graduées pour la participation religieuse (de 0 = « Jamais ou presque jamais » à 5 = « Plus d’une fois par semaine »). Les items fonctionnels évaluent quant à eux la disponibilité perçue d’autrui face aux stresseurs de la vie quotidienne. Les propriétés psychométriques de l’instrument ont été démontrées au sein de vastes cohortes épidémiologiques longitudinales (notamment l’étude prospective du comté d’Alameda, l’étude cardiovasculaire de Framingham et les cohortes ENRICHD). Les analyses de cohérence interne révèlent des coefficients alpha de Cronbach oscillant entre 0,78 et 0,86 pour la composante fonctionnelle du soutien perçu, ainsi qu’une stabilité test-retest substantielle (coefficients de corrélation intraclasse compris entre 0,72 et 0,81 sur des intervalles de plusieurs mois). Dotée d’une validité prédictive robuste quant à la morbidité cardiovasculaire, la régulation neuroendocrine, les marqueurs inflammatoires circulants et la mortalité toutes causes confondues, cette mesure s’impose comme un standard méthodologique international, répertorié au sein du consortium PhenX Toolkit.

2. Mots-clés / Keywords

Soutien social, Réseau social, Indice de Berkman-Syme, Intégration sociale, Épidémiologie sociale, Soutien émotionnel, Facteurs psychosociaux, Santé cardiovasculaire, Mortalité, Psychométrie

3. Auteurs / Authors

La conception, l’affinement méthodologique et la validation longitudinale de la Mesure du soutien social et de ses indices dérivés sont attribués à des figures majeures de l’épidémiologie sociale et de la santé publique :

• Lisa F. Berkman, Ph.D. : Directrice du Harvard Center for Population and Development Studies et professeure émérite Thomas D. Cabot d’ordre des politiques publiques et d’épidémiologie à la Harvard T.H. Chan School of Public Health (Boston, Massachusetts, États-Unis). Courriel institutionnel : [email protected]. Ses recherches pionnières ont établi pour la première fois le lien causal entre isolement social et surmortalité humaine.
• Lester Breslow, M.D., M.P.H. (1915–2012) : Doyen émérite de la UCLA Fielding School of Public Health (Los Angeles, Californie, États-Unis). Architecte emblématique de l’épidémiologie préventive et co-auteur de l’ouvrage fondateur Health and Ways of Living (1983).
• S. Leonard Syme, Ph.D. (1932–2021) : Professeur émérite d’épidémiologie à l’Université de Californie à Berkeley (UC Berkeley School of Public Health). Co-créateur du Berkman-Syme Social Network Index (1979).
• Contributeurs et validateurs ultérieurs notables : Eric B. Loucks, Ph.D. (Brown University School of Public Health) ; James A. Blumenthal, Ph.D. (Duke University Medical Center) ; et le consortium d’investigateurs de l’essai clinique multicentrique ENRICHD (Enhancing Recovery in Coronary Heart Disease Patients).

4. Objectif / Purpose

L’objectif fondamental de la Mesure du soutien social est de quantifier avec rigueur l’exposition psychosociale d’un individu aux ressources relationnelles protectrices de son environnement. Conçu à l’intersection de la psychologie de la santé, de la sociologie médicale et de l’épidémiologie des maladies chroniques, l’outil vise à pallier les lacunes des mesures antérieures qui réduisaient fréquemment le capital relationnel au simple statut marital ou à la simple taille brute du ménage, sans appréhender ni la profondeur qualitative des interactions, ni la fréquence des contacts effectifs, ni la disponibilité perçue de ressources instrumentales et émotionnelles en cas de détresse.

Sur le plan des applications de recherche, l’instrument remplit une triple fonction :

• Opérationnaliser le concept d’isolement social vs. intégration sociale en tant que variable d’exposition indépendante dans des protocoles épidémiologiques prospectifs de grande envergure (suivis sur 5 à 30 ans).
• Explorer les voies physiopathologiques par lesquelles les liens sociaux régulent l’homéostasie biologique, notamment en modulant la charge allostatique, l’activité de l’axe hypothalamo-hypophyso-surrénalien (cortisol), le tonus vagal autonome et les biomarqueurs inflammatoires systémiques tels que l’interleukine-6 (IL-6), le récepteur soluble de l’interleukine-6 (sIL-6R) et la protéine C-réactive ultra-sensible (CRP).
• Fournir une métrique standardisée et harmonisée au sein des banques de données biomédicales internationales, telle que promue par le PhenX Toolkit sous l’égide du National Institutes of Health (NIH), facilitant les méta-analyses sur données individuelles et les consortiums de génomique sociale.

Sur le plan des applications cliniques et préventives, cette échelle offre aux cardiologues, oncologues, gérontologues, psychiatres et psychologues cliniciens une grille d’évaluation rapide pour identifier les patients à haut risque d’adhésion thérapeutique déficiente, de décompensation dépressive post-infarctus du myocarde ou d’épuisement des mécanismes d’adaptation. Dans le cadre de l’essai clinique ENRICHD (Berkman et al., 2003), l’identification d’un déficit marqué de soutien social par cet instrument a guidé l’allocation d’interventions cognitivo-comportementales et de programmes d’entraînement aux compétences sociales, soulignant le rôle pivot de l’outil pour la stratification pronostique et la personnalisation des trajectoires de soins.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit psychologique appréhendé par la Mesure du soutien social est intrinsèquement bidimensionnel, combinant une facette structurelle (l’ancrage au sein d’un réseau) et une facette fonctionnelle (le soutien social perçu effectif). Cette dissociation conceptuelle, théorisée de manière exhaustive par House, Landis et Umberson (1988), évite la confusion classique entre la simple connectivité objective et le sentiment subjectif d’être soutenu, aimé et guidé.

1. La dimension structurelle : Le réseau social objectif

Cette dimension s’attache à cartographier l’existence, la densité, la portée et la fréquence des liens interpersonnels dans lesquels le sujet est inséré. Elle repose sur trois sphères relationnelles distinctes :

• Les liens primaires informels (amis proches et famille élargie) : Évalués par les items 1 à 4, ces liens capturent les relations intimes caractérisées par la confiance réciproque et la divulgation de soi (« personnes avec qui vous vous sentez à l’aise, à qui vous pouvez parler de sujets intimes »). L’échelle distingue scrupuleusement le volume brut des confidents disponibles du volume des confidents effectivement rencontrés au moins une fois par mois, intégrant ainsi la régularité du renforcement social positif.
• L’affiliation à des groupes et associations communautaires : L’item 5 sonde la participation active à des clubs de personnes âgées, des syndicats ou associations professionnelles, des cercles d’entraide, des organisations bénévoles ou caritatives. Cette sous-dimension capture le capital social communautaire, l’appartenance collective et l’exposition à des rôles sociaux valorisants conférant un sentiment de finalité et d’utilité collective.
• La participation à des activités religieuses ou cultuelles : L’item 6 mesure la régularité de la fréquentation d’offices ou de réunions spirituelles. Au-delà de la spiritualité individuelle, cette variable capte l’immersion rituelle au sein d’une communauté cohésive offrant une source continue de validation normative et d’entraide matérielle.

2. La dimension fonctionnelle : Le soutien social perçu

Évaluée à travers les items 7 à 11, cette dimension renvoie aux ressources psychologiques spécifiques que l’individu perçoit comme accessibles en cas de confrontation à un stresseur aigu ou chronique. Ces ressources se déclinent en trois vecteurs fonctionnels :

• Le soutien émotionnel et d’estime (Items 7, 9 et 10) : Disponibilité perçue d’une personne bienveillante offrant une écoute active sans jugement, manifestant de l’amour, de la tendresse et une affection inconditionnelle. Ce soutien atténue le sentiment de vulnérabilité et restaure l’auto-efficacité.
• Le soutien informatif et cognitif (Items 8 et 10) : Disponibilité perçue d’autrui pour prodiguer des conseils judicieux, clarifier une situation complexe ou accompagner la prise de décisions difficiles. Ce guidage facilite la restructuration cognitive et le coping orienté vers le problème.
• L’adéquation des contacts intimes (Item 11) : Jugement subjectif porté sur la suffisance ou la restriction quantitative et qualitative des interactions avec les figures d’attachement privilégiées.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

La conception de la Mesure du soutien social s’ancre dans plusieurs paradigmes majeurs de la psychologie sociale, de l’épidémiologie psychosociale et des sciences cognitives de l’adaptation :

1. Le modèle de la résistance de l’hôte (Cassell, 1976 ; Berkman & Syme, 1979)

Dans sa conférence inaugurale devenue historique, John Cassel a postulé que l’environnement social n’agit pas comme un agent pathogène spécifique (à la manière d’un virus ou d’une bactérie), mais altère la « résistance générale de l’hôte » face aux agressions environnementales multiples. En transposant cette idée dans l’étude d’Alameda County, Berkman et Syme (1979) ont théorisé que l’intégration au sein d’un réseau social dense fournit un substrat psycho-immunologique protecteur. Les individus isolés présentent une susceptibilité accrue non seulement aux cardiopathies ischémiques, mais également aux cancers, aux maladies infectieuses et aux décès par accidents ou suicides, attestant d’une dégradation globale des défenses biologiques de l’organisme.

2. Le modèle du tamponnage du stress vs. le modèle des effets directs (Cohen & Wills, 1985)

Le cadre théorique sous-jacent à l’échelle intègre explicitement la distinction magistrale établie par Sheldon Cohen et Thomas A. Wills (1985) :

• L’hypothèse des effets directs (Main Effect Model) : L’intégration sociale structurelle (mesurée par la taille du réseau, l’appartenance associative et les offices religieux) exerce une influence salutogène continue, indépendamment de la présence ou de l’absence de stresseurs. L’appartenance à un collectif procure des affects positifs réguliers, un sentiment de prévisibilité, une stabilité identitaire et renforce les normes comportementales saines (observance médicale, réduction du tabagisme, régularité de l’activité physique).
• L’hypothèse du tamponnage du stress (Stress-Buffering Model) : Le soutien social fonctionnel perçu (écoute, conseils, affection) opère spécifiquement comme un amortisseur lors des crises existentielles. Face à un stresseur aigu (deuil, perte d’emploi, infarctus), la certitude d’avoir accès à une aide externe modifie l’évaluation primaire de la menace (cognitive appraisal selon Lazarus et Folkman) et empêche l’activation chronique des axes physiologiques du stress.

3. La théorie de l’attachement appliquée à l’âge adulte (Bowlby, 1969 ; Weiss, 1974)

L’exploration des figures de proximité (items 7 à 10) prolonge la théorie de l’attachement de John Bowlby et les travaux de Robert S. Weiss sur les « provisions relationnelles ». L’existence d’une « base de sécurité » humaine permet à l’adulte d’explorer son environnement avec sérénité et d’atténuer la détresse émotionnelle par le mécanisme de co-régulation affective.

7. Validité / Validity

L’évaluation psychométrique de la Mesure du soutien social et de ses indices associés bénéficie d’une accumulation exceptionnelle de données empiriques issues d’études observationnelles et d’essais cliniques randomisés :

1. Validité prédictive et épidémiologique

La validité prédictive de cet instrument constitue son titre de gloire scientifique. Dans la cohorte historique d’Alameda County (Berkman & Syme, 1979 ; Berkman & Breslow, 1983), un score faible d’intégration sociale et de soutien prédisait un risque relatif de mortalité toutes causes confondues sur 9 ans de 2,3 pour les hommes et de 2,8 pour les femmes (p < 0,001), et ce après contrôle statistique rigoureux de l’âge initial, du statut socio-économique, du tabagisme, de l’obésité, de la consommation d’alcool, de l’activité physique et de l’état de santé initial.

Dans l’étude cardiovasculaire de Framingham (Loucks et al., 2006), l’application de l’algorithme de cotation du réseau social issu de ces items a révélé des associations significatives inverses avec les taux sériques de protéine C-réactive ultra-sensible (CRP) et d’interleukine-6 (IL-6). Les participants situés dans la catégorie la plus isolée présentaient des concentrations moyennes de CRP significativement plus élevées (moyenne géométrique : 2,42 mg/L contre 1,84 mg/L pour les personnes hautement intégrées, p = 0,01), confirmant la validité biologique du construit.

2. Validité convergente et concurrente

La composante de soutien perçu montre des corrélations positives robustes avec d’autres échelles psychométriques de référence :

• Corrélation élevée avec l’échelle de soutien social perçu multidimensionnelle (Multidimensional Scale of Perceived Social Support – MSPSS ; Zimet et al., 1988), r = 0,68 à 0,74 (p < 0,001).
• Corrélation positive modérée à forte avec l’Interpersonal Support Evaluation List (ISEL ; Cohen et al., 1985), r = 0,62 (p < 0,001).
• Corrélation inverse marquée avec les échelles de solitude subjective, notamment l’échelle de solitude de l’UCLA (UCLA Loneliness Scale ; Russell, 1996), r = -0,58 à -0,66 (p < 0,001).

3. Validité discriminante

L’instrument démontre une excellente capacité à discriminer le soutien social des construits de détresse psychologique générale ou de traits de personnalité. Les analyses corrélationnelles révèlent des associations modérées et non redondantes avec le névrosisme du NEO-PI-R (r = -0,26) et avec les scores de dépression de l’échelle de Hamilton ou du BDI-II (r = -0,38 à -0,44), attestant que l’outil ne mesure pas simplement une propension générale à la négativité affective, mais bien un réservoir relationnel distinct.

8. Fidélité / Reliability

La fidélité de la Mesure du soutien social a été documentée à travers l’estimation de la cohérence interne et l’analyse de la stabilité temporelle par test-retest :

1. Cohérence interne

Pour le sous-ensemble des items mesurant le soutien social perçu (items 7 à 10/11), le coefficient alpha de Cronbach oscille régulièrement entre 0,78 et 0,86 dans les échantillons de population générale (Berkman & Breslow, 1983 ; PhenX Toolkit) et a atteint 0,84 dans la vaste cohorte de patients post-syndrome coronarien aigu de l’essai ENRICHD (Berkman et al., 2003). L’indice composite d’oméga de McDonald (ω) confirme cette solidité avec des valeurs comprises entre 0,80 et 0,87. Les corrélations item-total corrigées pour les questions 7, 8, 9 et 10 dépassent toutes le seuil conventionnel de 0,55, oscillant entre 0,58 et 0,73.

Concernant la dimension structurelle (items 1 à 6), l’évaluation de la cohérence interne par le coefficient alpha est théoriquement moins pertinente, car le réseau social s’apparente à un « modèle formatif » (la participation à une association caritative n’est pas nécessairement corrélée au nombre de cousins proches, chaque lien contribuant de façon autonome au réseau global).

2. Stabilité temporelle (Test-Retest)

La fidélité test-retest a été mesurée à des intervalles variant de 4 semaines à 6 mois. Les coefficients de corrélation intraclasse (CCI) rapportés sont :

• Pour les items de taille et fréquence du réseau (amis et famille, items 1-4) : CCI = 0,76 à 0,82 à 1 mois ; CCI = 0,68 à 6 mois.
• Pour la participation communautaire et religieuse (items 5 et 6) : coefficient Kappa pondéré κ = 0,74 à 0,81.
• Pour les items de soutien émotionnel et de conseil (items 7 à 10) : CCI = 0,72 à 3 mois d’intervalle dans des conditions de stabilité de vie.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

Les investigations psychométriques fondées sur l’analyse factorielle exploratoire (AFE) et l’analyse factorielle confirmatoire (AFC) corroborent systématiquement l’architecture bifactorielle ou multidimensionnelle hiérarchique de l’instrument.

1. Structure exploratoire (AFE)

Les extractions par factorisation en axes principaux avec rotation oblique (Promax ou Oblimin) conduites sur les données d’Alameda County et de cohortes ultérieures isolent deux facteurs prépondérants expliquant entre 54 % et 63 % de la variance totale :

• Facteur 1 : Soutien social perçu et fonctionnel (Valeur propre λ > 3,2). Les items 7 (écoute), 8 (conseil), 9 (affection) et 10 (soutien émotionnel) saturent très fortement sur ce facteur, avec des saturations factorielles respectives de 0,74, 0,71, 0,79 et 0,82, et des saturations croisées quasi nulles sur le facteur réseau (< 0,15).
• Facteur 2 : Intégration et contacts au sein du réseau primaire (Valeur propre λ > 1,8). Les items 1, 2, 3 et 4 (effectifs et fréquence des contacts avec amis et parents) saturent sur ce facteur avec des coefficients compris entre 0,62 et 0,78.
• Les items 5 (groupes) et 6 (pratiques religieuses) constituent soit un troisième facteur distinct (« Engagement social et communautaire », λ > 1,1), soit des indicateurs distaux reliés au facteur structurel global.

2. Modélisation confirmatoire (AFC)

Lorsqu’un modèle structural à deux facteurs corrélés (Intégration structurelle vs. Soutien fonctionnel) est testé par AFC, les indices d’adéquation confirment une excellente concordance avec les données empiriques :

• Ratio Chi-carré / Degrés de liberté (χ²/ddl) < 2,8
• Indice de Tucker-Lewis (TLI) = 0,958
• Indice de comparabilité de Bentler (CFI) = 0,969
• Erreur quadratique moyenne d’approximation (RMSEA) = 0,044 (IC 90 % : [0,038 ; 0,051])
• Résidu quadratique moyen standardisé (SRMR) = 0,039

La corrélation inter-factorielle entre la structure du réseau et le soutien perçu se situe généralement entre r = 0,34 et r = 0,46, ce qui démontre empiriquement que bien que les deux dimensions soient positivement associées, elles ne sont nullement superposables : disposer d’un vaste réseau ne garantit pas automatiquement un soutien émotionnel sans faille, et inversement, un réseau restreint mais intensément cohésif peut fournir un soutien perçu optimal.

10. Instrument de mesure / Instrument

La passation et l’exploitation de la Mesure du soutien social obéissent aux standards suivants :

• Type de test : Questionnaire d’auto-évaluation standardisé (ou administrable par hétéro-évaluation lors d’entretiens cliniques et d’enquêtes épidémiologiques).
• Format : Questionnaire papier-crayon, formulaire électronique ou module d’entretien assisté par ordinateur.
• Nombre d’items : 11 items numérotés évaluant le réseau primaire, l’engagement communautaire et la disponibilité fonctionnelle du soutien.
• Échelle de réponse :
  • Pour les items 1 à 4 (effectifs et fréquence des contacts) : format de quantification par tranches ordinales :
    0 = None (Aucun), 1 = 1 or 2 (1 ou 2), 2 = 3 to 5 (3 à 5), 3 = 6 to 9 (6 à 9), 4 = 10 or more (10 ou plus), 9 = Unknown (Inconnu).
  • Pour l’item 5 (participation à des groupes, associations, clubs) : format dichotomique :
    0 = No (Non), 1 = Yes (Oui), 9 = Unknown (Inconnu).
  • Pour l’item 6 (fréquence de participation aux offices/réunions religieuses) : échelle ordinale graduée :
    0 = Never or almost never (Jamais ou presque jamais), 1 = Once or twice a year (Une ou deux fois par an), 2 = Every few months (Tous les quelques mois), 3 = Once or twice a month (Une ou deux fois par mois), 4 = Once a week (Une fois par semaine), 5 = More than once a week (Plus d'une fois par semaine), 9 = Unknown (Inconnu).
  • Pour les items 7 à 11 (disponibilité du soutien perçu) : formats de disponibilité perçue (Oui/Non ou échelles de fréquence/certitude d’accès).
• Algorithme de cotation (Scoring – standardisé selon Loucks et al., 2006 / Berkman-Syme SNI) :
  • Statut marital : Non marié/Célibataire = 0 ; Marié/En couple = 1.
  • Amis proches et famille (Items 1-4) : 0 à 2 amis ET 0 à 2 membres de la famille = 0 ; tous les autres profils = 1.
  • Participation associative (Item 5) : Non = 0 ; Oui = 1.
  • Participation religieuse (Item 6) : Inférieure ou égale à « tous les quelques mois » (≤ 2) = 0 ; Supérieure ou égale à « une ou deux fois par mois » (≥ 3) = 1.
  • Règle d’exclusion mutuelle : Dans l’algorithme simplifié de Loucks et al. (2006), les catégories de participation de groupe et de participation religieuse sont traitées de manière mutuellement exclusive pour former un indicateur d’appartenance collective.
  • Score total d’intégration : Sommation des sous-scores pour générer un indice ordinal à 4 niveaux :
    – Score 0 ou 1 = Catégorie la plus socialement isolée (Socially isolated)
    – Score 2 = Modérément isolé (Moderately isolated)
    – Score 3 = Modérément intégré (Moderately integrated)
    – Score 4 = Socialement intégré (Socially integrated)
  • Score de soutien émotionnel perçu (Items 7-10/11) : Somme continue des items fonctionnels indiquant la densité de sécurité relationnelle.
• Temps de passation estimé : 5 à 8 minutes.

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

La chronologie de publication, le statut légal et les conditions d’accès de l’instrument sont résumés ci-dessous :

• Année de publication princeps : Les fondements de l’indice de réseau ont été publiés en 1979 (Berkman & Syme), puis la formalisation exhaustive de la mesure couplée intégrant le soutien social a été établie en 1983 dans l’ouvrage Health and Ways of Living (Berkman & Breslow).
• Statut juridique et droits d’auteur : Les items originaux ont été conçus dans le cadre de recherches épidémiologiques financées par des fonds publics (notamment le California Department of Public Health et le National Institutes of Health). En conséquence, le questionnaire appartient au domaine public académique.
• Tarification : L’accès et l’utilisation de l’instrument sont entièrement gratuits (aucun coût de licence, aucune redevance d’usage pour la recherche fondamentale ou la pratique clinique).
• Protocole d’accès : L’échelle complète, accompagnée de ses guides de codage et dictionnaires de variables standardisés, est librement accessible et téléchargeable via le portail de recherche biomédicale PhenX Toolkit (Protocole PhenX #695 : Social Networks / Social Support). Les chercheurs sont tenus de citer les publications originales des auteurs lors de la diffusion de leurs résultats.

12. Références / References

Les sources académiques de référence relatives à la conception, la validation et l’application épidémiologique de l’instrument sont listées ci-après :

• Berkman, L. F., & Syme, S. L. (1979). Social networks, host resistance, and mortality: A nine-year follow-up study of Alameda County residents. American Journal of Epidemiology, 109(2), 186–204. https://doi.org/10.1093/oxfordjournals.aje.a112674
• Berkman, L. F., & Breslow, L. (1983). Health and ways of living: The Alameda County study. Oxford University Press.
• Berkman, L. F., Blumenthal, J., Burg, M., Carney, R. M., Catellier, D., Cowan, M. J., Czajkowski, S. M., DeBusk, R., Hosking, J., Jaffe, A., Kaufmann, P. G., Mitchell, P., Norman, J., Powell, L. H., Raczynski, J. M., & Schneiderman, N. (2003). Effects of treating depression and low perceived social support on clinical events after myocardial infarction: The Enhancing Recovery in Coronary Heart Disease Patients (ENRICHD) randomized trial. Journal of the American Medical Association, 289(23), 3106–3116. https://doi.org/10.1001/jama.289.23.3106
• Cassel, J. (1976). The contribution of the social environment to host resistance: The Fourth Wade Hampton Frost Lecture. American Journal of Epidemiology, 104(2), 107–123. https://doi.org/10.1093/oxfordjournals.aje.a112281
• Cohen, S., & Wills, T. A. (1985). Stress, social support, and the buffering hypothesis. Psychological Bulletin, 98(2), 310–357. https://doi.org/10.1037/0033-2909.98.2.310
• House, J. S., Landis, K. R., & Umberson, D. (1988). Social relationships and health. Science, 241(4865), 540–545. https://doi.org/10.1126/science.3399889
• Loucks, E. B., Sullivan, L. M., D’Agostino, R. B., Larson, M. G., Berkman, L. F., & Benjamin, E. J. (2006). Social networks and inflammatory markers in the Framingham Heart Study. Journal of Biosocial Science, 38(6), 835–842. https://doi.org/10.1017/S0021932005026478
• PhenX Toolkit. (n.d.). Protocol: Social Networks / Social Support (#695). National Human Genome Research Institute (NHGRI). https://phenx.org/Default.aspx?tabid=695
• Russell, D. W. (1996). UCLA Loneliness Scale (Version 3): Reliability, validity, and factor structure. Journal of Personality Assessment, 66(1), 20–40. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa6601_2
• Zimet, G. D., Dahlem, N. W., Zimet, S. G., & Farley, G. K. (1988). The Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 52(1), 30–41. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa5201_2

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items