Questionnaire de foi religieuse

1. Résumé

Le Questionnaire de foi religieuse (connu dans la littérature scientifique anglophone sous le nom de Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire [SCSRF], et plus particulièrement dans sa forme abrégée validée par Storch, Roberti, Bravata et Storch, 2004 ainsi que par Plante, Vallaeys, Sherman et Wallston, 2002) constitue un instrument psychométrique d’auto-évaluation conçu pour mesurer la force, l’intensité et l’importance accordées à la foi religieuse au sein de la vie quotidienne d’un individu. Contrairement à de nombreuses échelles traditionnelles ancrées dans une théologie spécifique ou limitées à l’affiliation confessionnelle, cet instrument a été expressément formulé pour transcender les frontières dénominationnelles particulières, permettant ainsi son administration auprès d’individus issus de diverses traditions religieuses (incluant les dénominations chrétiennes, le judaïsme, l’islam, entre autres) ou présentant des degrés variables d’engagement spirituel.

L’instrument dans sa version brève comprend cinq items fondamentaux mesurant la dimension globale de la force de la foi religieuse. Chaque item est évalué à l’aide d’une échelle de réponse de type Likert en 4 points, s’étalant de 1 (« strongly disagree » / fortement en désaccord) à 4 (« strongly agree » / fortement d’accord). Le score total s’obtient par la sommation directe des scores aux cinq items, générant un score continu variant de 5 à 20, où des scores plus élevés reflètent une foi religieuse plus robuste, active et intégrée dans la prise de décision et le fonctionnement existentiel.

D’un point de vue psychométrique, la version brève à 5 items présente des qualités remarquables qui reproduisent fidèlement les propriétés de la forme standard à 10 items développée originellement par Plante et Boccaccini (1997a, 1997b). La consistance interne est exceptionnellement élevée, les coefficients alpha de Cronbach oscillant généralement entre 0,90 et 0,95 selon les échantillons cliniques, universitaires et communautaires. Les analyses factorielles exploratoires et confirmatoires attestent de façon univoque d’une structure unidimensionnelle stable, expliquant une proportion substantielle de la variance totale (dépassant fréquemment 70 % à 80 %). La validité convergente est confirmée par de fortes corrélations positives avec l’orientation religieuse intrinsèque, le bien-être psychologique, le sentiment de cohérence, et des stratégies d’adaptation (coping) religieuses positives, tandis que la validité discriminante est appuyée par des corrélations faibles ou nulles avec le dogmatisme aveugle, la désirabilité sociale et la détresse émotionnelle non spécifique. Cet instrument s’impose ainsi comme un standard d’excellence pour l’évaluation rapide et non intrusive de la religiosité en recherche clinique, épidémiologique et pastorale.

2. Mots-clés

Questionnaire de foi religieuse, Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire, SCSRF, psychométrie, force de la foi, religiosité intrinsèque, coping religieux, bien-être spirituel, évaluation psychologique, échelle abrégée.

3. Auteurs

Le développement et la validation de cette mesure de la force de la foi religieuse reposent sur les travaux pionniers du professeur Thomas G. Plante et de ses collaborateurs, ainsi que sur l’adaptation psychométrique rigoureuse menée par l’équipe d’Eric A. Storch :

• Thomas G. Plante, Ph.D., ABPP : Professeur titulaire de psychologie à l’Université de Santa Clara (Santa Clara University, Department of Psychology, Alumni Science Hall, 500 El Camino Real, Santa Clara, CA 95053, États-Unis) et professeur auxiliaire de clinique en psychiatrie et sciences du comportement à l’École de médecine de l’Université Stanford (Stanford University School of Medicine). Courriel institutionnel : [email protected].
• Eric A. Storch, Ph.D. : Professeur et vice-président à la recherche au Département de psychiatrie et des sciences du comportement de la faculté de médecine de Baylor (Baylor College of Medicine, Houston, Texas), anciennement rattaché à l’Université de Floride (University of Florida).
• Jonathan W. Roberti, Ph.D. : Psychologue clinicien et chercheur affilié au Département de psychologie, spécialiste des mesures psychométriques et du stress perçu.
• Elizabeth A. Bravata : Chercheuse en psychologie de la santé et évaluation psychologique.
• Cindy Vallaeys : Chercheuse en psychologie, Université de Santa Clara.
• Allen C. Sherman, Ph.D. : Psychologue clinicien et directeur de recherche en oncologie comportementale au Winthrop P. Rockefeller Cancer Institute, University of Arkansas for Medical Sciences.
• Kenneth A. Wallston, Ph.D. : Professeur émérite de psychologie à l’École d’infirmières de l’Université Vanderbilt (Vanderbilt University), théoricien de renommée mondiale sur le lieu de contrôle de la santé.

4. Objectif

Le Questionnaire de foi religieuse a été conçu afin de répondre à un besoin méthodologique pressant au sein de la psychologie de la religion, de la médecine comportementale et de la psychologie de la santé : disposer d’un instrument bref, valide, fiable et non confessionnel permettant de quantifier la puissance de l’engagement religieux sans contraindre le sujet à adhérer à un dogme ou une terminologie ecclésiale stricte. De nombreuses échelles historiques dans le champ psychométrique souffraient de biais théologiques prononcés, reposant sur des postulats spécifiques au protestantisme évangélique nord-américain ou au catholicisme traditionnel, ce qui compromettait gravement la validité transculturelle et inter-confessionnelle des mesures.

L’objectif central de l’instrument est de mesurer la force perçue de la foi religieuse, c’est-à-dire l’intensité avec laquelle un individu recourt à ses convictions spirituelles et religieuses comme boussole existentielle, source de réconfort, guide décisionnel et pilier communautaire, indépendamment de son affiliation institutionnelle spécifique. Il s’agissait de dépasser les simples indicateurs démographiques superficiels — tels que la simple fréquence déclarée de fréquentation d’un lieu de culte — qui échouent à capturer l’intériorisation psychologique réelle des principes spirituels dans la régulation émotionnelle et comportementale.

Sur le plan des applications de recherche, le questionnaire permet d’examiner le rôle modérateur et médiateur de la foi religieuse face aux stresseurs de la vie, tels que les maladies chroniques (cancers, pathologies cardiovasculaires, affections auto-immunes), les deuils traumatiques ou les transitions majeures de l’existence. Les chercheurs utilisent cet outil pour opérationnaliser la variable de religiosité dans les modèles de modélisation par équations structurelles (SEM), évaluant son impact sur les trajectoires de santé physique, la santé mentale, la dépression, l’anxiété et la résilience psychologique.

En pratique clinique et hospitalière, la concision extrême de la version à 5 items offre un avantage considérable. Dans les services de soins palliatifs, de psycho-oncologie, de gériatrie ou de psychiatrie ambulatoire, les patients présentent fréquemment une asthénie physique ou des déficits attentionnels rendant l’administration de longues batteries de tests impossible. L’évaluation de la force de la foi religieuse permet aux cliniciens d’identifier rapidement les ressources spirituelles mobilisables par le patient dans le cadre d’interventions psychothérapeutiques intégratives ou de repérer les risques de détresse spirituelle nécessitant une orientation vers un service de soins pastoraux ou d’aumônerie spécialisée.

5. Construit psychologique

Le construit psychologique mesuré par le Questionnaire de foi religieuse est la force de la foi religieuse (strength of religious faith), conceptualisée comme une disposition unitaire globale caractérisée par l’intégration cognitive, affective et comportementale de croyances transcendantes dans l’identité et le fonctionnement personnel du sujet. Bien que l’instrument produise un score global unidimensionnel, une analyse théorique fine des 5 items révèle l’articulation harmonieuse de plusieurs facettes interdépendantes du phénomène religieux :

1. La composante comportementale et dévotionnelle privée (La prière quotidienne)

Cette facette est illustrée par l’item 1 (« I pray daily » / Je prie quotidiennement). La régularité de la pratique dévotionnelle personnelle représente l’ancrage comportemental direct de la foi. En psychologie cognitive et comportementale, l’engagement dans une routine quotidienne de méditation ou de prière témoigne d’un investissement temporel continu et conscient. Cette pratique privée sert souvent de stratégie de régulation affective, de réduction de l’activation physiologique du système nerveux sympathique et de restructuration cognitive par la mise en perspective des événements stressants face à une instance transcendante bienveillante.

2. La composante existentielle et téléologique (Sens et but de la vie)

Représentée par l’item 2 (« I look to my faith as providing meaning and purpose in my life » / Je compte sur ma foi pour donner un sens et un but à ma vie), cette dimension touche au cœur de la santé existentielle telle que théorisée par Viktor Frankl. L’individu ne conçoit pas sa foi comme une simple adhésion à des propositions intellectuelles abstraites, mais comme le cadre d’interprétation ultime qui ordonne son existence, lui confère une signification profonde et oriente ses actions vers des finalités téléologiques. Cette composante est particulièrement robuste pour préserver le bien-être subjectif face à l’adversité existentielle, la maladie grave et la finitude.

3. La composante communautaire et participative (Engagement actif)

L’item 3 (« I consider myself active in my faith or church » / Je me considère actif dans ma foi ou mon église) capture l’extériorisation sociale et institutionnelle de la foi. Bien que formulé de manière souple (« faith or church » afin de ne pas exclure les confessions non ecclésiales), il mesure le degré auquel l’individu participe activement à la vie communautaire liée à sa tradition. Cette dimension s’associe étroitement aux théories du soutien social, car l’appartenance active à un groupe confessionnel procure un réseau relationnel dense, de l’entraide matérielle et un renforcement identitaire positif.

4. La composante relationnelle et d’affiliation spirituelle (Partage de la foi)

L’item 4 (« I enjoy being around others who share my faith » / J’aime être entouré d’autres personnes qui partagent ma foi) reflète le sentiment d’appartenance émotionnelle et la communion interpersonnelle. Il mesure la satisfaction et la résonance affective découlant du partage de valeurs, de rituels et de visions du monde avec des pairs spirituels. Ce besoin d’affiliation répond aux postulats de la théorie de l’autodétermination concernant le besoin fondamental d’appartenance sociale (relatedness), optimisant le climat de validation mutuelle et réduisant l’isolement affectif.

5. La composante conative et directrice (Impact sur la prise de décision)

L’item 5 (« My faith impacts many of my decisions » / Ma foi influence un grand nombre de mes décisions) évalue l’influence morale et régulatrice de la foi dans la vie courante. Une foi forte n’est pas confinée aux sphères contemplatives ou dominicales ; elle agit comme un filtre décisionnel opérant lors des arbitrages éthiques, relationnels, financiers, familiaux ou professionnels. Cette dimension traduit la véritable internalisation du système de valeurs, témoignant d’une congruence entre les principes moraux professés et les conduites concrètes adoptées par l’agent.

6. Cadre théorique

Le cadre théorique du Questionnaire de foi religieuse s’inscrit au carrefour de la psychologie de la religion, de la théorie du coping et de la psychologie de la personnalité. L’ancrage fondamental de l’instrument puise directement dans les travaux classiques de Gordon Allport et J. Michael Ross (1967) relatifs à la distinction séminale entre orientation religieuse intrinsèque et orientation religieuse extrinsèque :

Allport postulait que la religiosité extrinsèque est utilitaire, instrumentale et superficielle : l’individu utilise sa religion pour obtenir un statut social, du réconfort narcissique ou une approbation communautaire (« l’individu utilise sa religion »). À l’opposé, la religiosité intrinsèque caractérise les personnes qui « vivent leur religion » : la foi constitue le motif premier, la motivation maîtresse unifiant l’ensemble de leur appareil psychique. Le SCSRF et sa version brève opérationnalisent précisément cette dynamique intrinsèque. En mesurant comment la foi pénètre la prière, le sens de la vie et la prise de décision, l’échelle évalue une foi « vécue » de l’intérieur plutôt qu’une façade sociologique conventionnelle.

Parallèlement, le cadre conceptuel s’appuie solidement sur la théorie transactionnelle du stress et du coping développée par Richard Lazarus et Susan Folkman (1984), ainsi que sur son extension directe au domaine spirituel par Kenneth I. Pargament (1997) à travers le concept de coping religieux. Selon Pargament, la religion offre un schéma d’évaluation cognitive primaire (évaluation du caractère menaçant ou non d’un événement) et secondaire (évaluation des ressources disponibles pour y faire face). Une foi puissante fonctionne comme une ressource de coping de premier ordre : elle favorise la réévaluation positive bienveillante (considérer l’épreuve comme une opportunité de croissance spirituelle sous le regard de Dieu), procure du soutien spirituel et canalise les comportements vers la recherche active d’apaisement.

Enfin, le modèle théorique de Plante et Boccaccini intègre les principes de la psychologie humaniste et existentielle, en particulier les formulations de Viktor Frankl concernant la volonté de sens (will to meaning). Dans cette perspective, la force de la foi religieuse constitue un système intégrateur de sens (meaning-making framework) qui protège l’appareil psychique contre l’angoisse de néantisation, le désespoir face à la souffrance arbitraire et la dispersion identitaire.

7. Validité

Les propriétés de validité du Questionnaire de foi religieuse dans sa forme brève à 5 items ont été méticuleusement documentées par de multiples investigations empiriques menées auprès d’échantillons diversifiés (étudiants, patients psychiatriques hospitalisés, adultes âgés, patients cancéreux, populations en réadaptation cardiaque) :

Validité de construit et corrélations avec la version originale

L’étude fondatrice de Plante et al. (2002), menée auprès de trois cohortes indépendantes (totalisant plus de 1 000 participants), a démontré une corrélation quasi parfaite entre le score total de la version brève à 5 items et celui de la version originale à 10 items, avec des coefficients de corrélation de Pearson atteignant $r = 0,97$ à $r = 0,99$ ($p < 0,001$). Ces résultats confirment que la forme brève capture la quasi-totalité de la variance du construit théorique originel sans perte significative de contenu informationnel.

Validité convergente

La validité convergente a été démontrée par des associations robustes avec d’autres échelles standardisées mesurant des construits connexes :

• Orientation religieuse intrinsèque : Des corrélations hautement significatives ($r$ variant de 0,72 à 0,85) sont systématiquement observées avec l’échelle de religiosité intrinsèque de Hoge (1972) ainsi qu’avec la sous-échelle intrinsèque de l’Age Universal Religious Orientation Scale de Gorsuch et McPherson (1989).
• Bien-être spirituel et existentiel : L’échelle corrèle fortement avec l’échelle de bien-être spirituel (Spiritual Well-Being Scale – SWBS de Paloutzian et Ellison), notamment avec la dimension de bien-être religieux ($r > 0,80$) et la dimension de bien-être existentiel ($r$ entre 0,45 et 0,60).
• Sens de la vie : Des corrélations positives modérées à fortes ($r = 0,40$ à $0,55$) ont été relevées avec la présence de sens mesurée par le Meaning in Life Questionnaire (MLQ) de Steger et al.
• Lieu de contrôle lié à la santé : Dans les travaux de Plante et al. (2002), des associations significatives ont été identifiées avec le lieu de contrôle externe attribué à Dieu (« God Locus of Health Control »).

Validité discriminante

La validité discriminante est étayée par l’absence de corrélations substantielles avec des variables non apparentées ou des construits émotionnels distaux :

• Désirabilité sociale : Les corrélations avec l’échelle de désirabilité sociale de Marlowe-Crowne sont systématiquement faibles ($r < 0,15$), ce qui indique que les scores obtenus ne traduisent pas une tendance systématique des participants à falsifier leurs réponses pour paraître vertueux.
• Détresse psychologique et symptômes somatiques : Les corrélations avec les mesures d’anxiété générale, de dépression globale ou d’affectivité négative (mesurées par exemple par le BDI-II ou le PANAS négatif) sont généralement proches de zéro ou légèrement négatives, prouvant que l’instrument ne se confond pas avec un indice général d’humeur positive ou d’absence de psychopathologie.
• Dogmatisme et autoritarisme : L’échelle présente une indépendance relative vis-à-vis des mesures rigides de fondamentalisme ou d’autoritarisme de droite, à condition de neutraliser les effets d’ordre lors de la passation (d’où la recommandation méthodologique de contrebalancer l’ordre avec les échelles de fondamentalisme religieux et d’orthodoxie chrétienne).

8. Fidélité

La fidélité psychométrique du Questionnaire de foi religieuse à 5 items est exemplaire pour une échelle d’une telle concision :

Consistance interne

Dans l’étude de validation initiale de la version abrégée menée par Plante, Vallaeys, Sherman et Wallston (2002), le coefficient alpha de Cronbach s’est élevé à $\alpha = 0,93$ chez des étudiants universitaires, $\alpha = 0,95$ chez des patients en oncologie, et $\alpha = 0,94$ dans un échantillon de sujets adultes suivis en cardiologie. Dans l’étude de réplication indépendante de Storch, Roberti, Bravata et Storch (2004), l’alpha de Cronbach obtenu était de $\alpha = 0,92$ auprès d’un échantillon diversifié de 419 étudiants. Les indices de corrélation item-total corrigés sont exceptionnellement élevés, se situant tous entre $r = 0,76$ et $r = 0,87$, ce qui démontre qu’aucun item n’est redondant ou affaibli par rapport au noyau central du construit.

Stabilité temporelle (Test-Retest)

L’évaluation de la stabilité temporelle par la méthode du test-retest a été menée sur des intervalles de deux semaines à un mois dans des conditions standardisées. Les coefficients de corrélation intra-classe (CCI) et de Pearson rapportés dans la littérature oscillent entre $r = 0,86$ et $r = 0,92$, démontrant une remarquable stabilité des scores chez des sujets dont les conditions de vie spirituelle et les événements biographiques n’ont pas subi de bouleversement majeur. Cette stabilité confirme que l’outil évalue un trait ou une disposition psychologique stable plutôt qu’un état émotionnel transitoire (state-like).

9. Analyse factorielle

La structure factorielle du questionnaire a fait l’objet d’examens psychométriques approfondis par le biais d’analyses factorielles exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC) :

Analyse factorielle exploratoire (AFE)

Dans les travaux menés par Storch et ses collègues (2004) ainsi que par Plante et collaborateurs (2002), l’extraction en composantes principales (ACP) sans rotation préalable a systématiquement mis en évidence un facteur unique dominant selon les critères usuels (critère de Kaiser de la valeur propre supérieure à 1 et examen du diagramme de sédimentation de Cattell). Ce facteur unique unique présente une valeur propre (eigenvalue) très élevée, oscillant généralement entre 3,75 et 4,10 pour l’ensemble des 5 items, expliquant à lui seul entre 75 % et 82 % de la variance totale. Les saturations factorielles de chacun des cinq items sur cette dimension unique sont particulièrement homogènes et puissantes :

• Item 1 (I pray daily) : saturation comprise entre 0,80 et 0,86.
• Item 2 (I look to my faith as providing meaning and purpose in my life) : saturation comprise entre 0,88 et 0,93.
• Item 3 (I consider myself active in my faith or church) : saturation comprise entre 0,81 et 0,87.
• Item 4 (I enjoy being around others who share my faith) : saturation comprise entre 0,82 et 0,88.
• Item 5 (My faith impacts many of my decisions) : saturation comprise entre 0,87 et 0,92.

Analyse factorielle confirmatoire (AFC)

Les modélisations par équations structurelles testant l’adéquation d’un modèle unidimensionnel à un seul facteur de premier ordre confirment d’excellents indices d’ajustement global. Dans l’étude de Storch et al. (2004), les indices d’ajustement respectent les seuils les plus exigeants de la littérature psychométrique :

• $chi^2 / dl < 2,50$, traduisant une adéquation satisfaisante entre la matrice de covariance observée et la matrice théorique ;
• Comparative Fit Index (CFI) $ge 0,98$ ;
• Tucker-Lewis Index (TLI) $ge 0,97$ ;
• Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) compris entre 0,04 et 0,06 (avec un intervalle de confiance à 90 % n’excédant pas 0,08) ;
• Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) $le 0,03$.

Ces données confirment de manière indiscutable l’unidimensionnalité stricte de l’instrument, justifiant le calcul d’un score composite unique obtenu par sommation directe.

10. Instrument de mesure

L’instrument de mesure présente des spécifications techniques précises facilitant son intégration dans des protocoles de recherche ou des bilans psychologiques :

• Type d’instrument : Questionnaire d’auto-évaluation psychométrique (self-report inventory).
• Nombre total d’items : 5 items formulés affirmativement.
• Temps d’administration : Environ 1 à 2 minutes, ce qui le rend idéal pour des enquêtes épidémiologiques volumineuses ou des contextes cliniques à forte contrainte temporelle.
• Échelle de réponse : Échelle de Likert à 4 points sans point neutre médian, obligeant le participant à faire un choix directionnel :
• 1 = strongly disagree (fortement en désaccord)
• 2 = disagree (en désaccord)
• 3 = agree (d’accord)
• 4 = strongly agree (fortement d’accord)
• Directives de passation : Veuillez répondre aux questions suivantes concernant votre foi religieuse à l’aide de l’échelle ci-dessous. Indiquez votre degré d’accord (ou de désaccord) pour chaque affirmation. Note méthodologique : En cas d’administration conjointe avec des échelles de fondamentalisme religieux (Religious Fundamentalism Scale) ou d’orthodoxie chrétienne (Christian Orthodoxy Scale), il est expressément recommandé de contrebalancer l’ordre de présentation des questionnaires pour neutraliser tout effet d’amorçage cognitif ou d’ordre.
• Procédure de cotation : Le calcul du score est direct. Il n’y a aucun item inversé. Les valeurs numériques attribuées aux 5 items (de 1 à 4) sont directement sommées. Le score total s’échelonne ainsi de 5 à 20 points :
• 5 à 9 points : Force de foi religieuse très faible à négligeable (orientation non religieuse, sceptique ou séculière).
• 10 à 13 points : Force de foi religieuse modérée (adhésion religieuse générale avec impact modéré sur le comportement quotidien).
• 14 à 17 points : Force de foi religieuse élevée (engagement substantiel, pratique régulière et intégration notable dans les décisions personnelles).
• 18 à 20 points : Force de foi religieuse très élevée (religiosité intrinsèque dominante régissant la vie quotidienne, la quête de sens et les relations sociales).

11. Permissions, Tarifs et Année du test

L’instrument original à 10 items (SCSRF) a été publié initialement en 1997 par Thomas G. Plante et Marcus T. Boccaccini. La version brève à 5 items a été validée et publiée en 2002 par Thomas G. Plante, Cindy Vallaeys, Allen C. Sherman et Kenneth A. Wallston, puis corroborée de manière indépendante en 2004 par Eric A. Storch, Jonathan W. Roberti, Elizabeth A. Bravata et Merwin Storch.

Conditions d’accès et permissions : L’instrument relève du domaine de la recherche académique en accès ouvert (open access for research and clinical purposes). Les auteurs autorisent expressément l’utilisation gratuite de l’échelle pour des travaux de recherche universitaire, des thèses de doctorat, des études épidémiologiques et la pratique clinique non commerciale sans nécessité d’acquitter de droits d’auteur, sous réserve de citer scrupuleusement les publications de référence. Pour toute demande institutionnelle spécifique, étude commerciale à grande échelle ou question méthodologique particulière, les utilisateurs peuvent contacter le concepteur principal par courrier électronique à l’adresse suivante : [email protected].

12. Références

• Allport, G. W., & Ross, J. M. (1967). Personal religious orientation and prejudice. Journal of Personality and Social Psychology, 5(4), 432–443. https://doi.org/10.1037/h0021212
• Gorsuch, R. L., & McPherson, S. E. (1989). Intrinsic/extrinsic measurement: I/E-revised and single-item scales. Journal for the Scientific Study of Religion, 28(3), 348–354. https://doi.org/10.2307/1386745
• Hester, N. (2012). Religious Anti-Gay Messages’ Effect on Attitudes toward Sexual and Religious Groups (Honors Thesis). Texas Tech University Libraries. http://repositories.tdl.org/ttu-ir/bitstream/handle/2346/45412/
• Hoge, D. R. (1972). A validated intrinsic religious motivation scale. Journal for the Scientific Study of Religion, 11(4), 369–376. https://doi.org/10.2307/1384677
• Lazarus, R. S., & Folkman, S. (1984). Stress, appraisal, and coping. Springer Publishing Company.
• Paloutzian, R. F., & Ellison, C. W. (1982). Loneliness, spiritual well-being and the quality of life. In L. A. Peplau & D. Perlman (Eds.), Loneliness: A sourcebook of current theory, research and therapy (pp. 224–237). John Wiley & Sons.
• Pargament, K. I. (1997). The psychology of religion and coping: Theory, research, practice. Guilford Press.
• Plante, T. G., & Boccaccini, M. T. (1997a). The Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire. Pastoral Psychology, 45(5), 375–387. https://doi.org/10.1007/BF02230993
• Plante, T. G., & Boccaccini, M. T. (1997b). Reliability and validity of the Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire. Pastoral Psychology, 46(1), 59–69. https://doi.org/10.1023/A:1022961421685
• Plante, T. G., Vallaeys, C., Sherman, A. C., & Wallston, K. A. (2002). The development of a brief version of the Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire. Pastoral Psychology, 50(5), 359–368. https://doi.org/10.1023/A:1014913818958
• Storch, E. A., Roberti, J. W., Bravata, E. A., & Storch, M. (2004). Psychometric properties of the Santa Clara Strength of Religious Faith Questionnaire–Brief Version in a college student sample. Pastoral Psychology, 53(2), 177–183. https://doi.org/10.1007/s11089-004-6411-9

13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)