Les relations familiales comptent parmi les plus puissants prédicteurs du développement social, affectif et cognitif de l’enfant. L’importance des premières expériences relationnelles de l’enfant pour son développement a été étudiée dans des travaux qui ont détaillé les processus dyadiques inscrits dans la relation mère–enfant (Brazelton et al., 1974 ; Stern, 1977), aujourd’hui reconnus comme l’un des principaux facteurs contextuels qui influencent le développement de l’enfant. Depuis la fin des années 1980, un nombre croissant d’équipes de recherche a commencé à inclure les pères et à étudier les processus qui se jouent au niveau de la famille, ce qui revient à considérer le système formé par deux parents et un enfant comme un objet d’étude à part entière (Belsky & Isabella, 1985 ; McHale, 1995 ; Parke et al., 1980). Un système triadique (ou polyadique) a une organisation complexe, car le nombre de relations entre ses membres augmente de façon exponentielle avec le nombre de membres. La complexité des processus de niveau familial se voit aux méthodes d’investigation spécifiques qu’il a fallu mettre au point pour saisir ces phénomènes. En effet, les processus de niveau familial, c’est-à-dire des phénomènes relationnels dont les propriétés émergent des interactions à l’échelle du groupe, ne pouvaient pas se déduire de l’observation séparée des dyades mère–enfant, père–enfant ou mère–père, et encore moins de questionnaires auto-rapportés (Cox & Paley, 2003). La meilleure façon de saisir ces propriétés émergentes est d’observer « le système en action », c’est-à-dire d’observer directement des interactions triadiques (ou polyadiques) pendant un jeu libre ou dans des situations semi-standardisées comme le paradigme du jeu trilogique de Lausanne (LTP, Lausanne Trilogue Play ; Corboz-Warnery et al., 1993). Il a été montré que des comportements interactifs triadiques, comme la coordination des parents dans l’interaction avec l’enfant ou le respect mutuel des initiatives de chacun dans le jeu, reflètent la qualité des processus de niveau familial. Une ligne de recherche a décrit la qualité des comportements interactifs triadiques sous le construit d’alliance familiale (AF), qui désigne le sentiment de cohésion familiale émergeant de la qualité de la communication, de la coordination et du partage d’affects pendant les interactions familiales (Fivaz-Depeursinge & Corboz-Warnery, 1999). À partir des comportements interactifs observés pendant les interactions triadiques, l’AF peut être évaluée et classée comme « coopérative », « conflictuelle » ou « désorganisée », selon la présence et la fréquence des configurations de comportements distinctives suivantes, respectivement : (a) coopération, soutien et cohésion, (b) compétition et conflit, ou (c) exclusion et désengagement. Les deux dernières sont considérées comme des configurations dysfonctionnelles d’AF (Favez et al., 2011). Des études longitudinales ont suggéré que l’AF est stable au cours du post-partum : environ 60 % des familles suivent une évolution « haute stable » (coopérative du début à la fin) et environ 20 % une évolution « basse stable » (conflictuelle ou désorganisée du début à la fin). Les 20 % restants sont moins stables et suivent une évolution plus dynamique d’alliance « de haute à basse » (coopérative à 3 mois, puis détérioration de 9 à 18 mois ; Favez et al., 2006). Il a été montré que les évolutions basse stable et de haute à basse, et plus généralement les deux catégories d’AF problématiques, étaient liées à des effets plus négatifs au sein de la famille, puisqu’elles étaient associées à des symptômes psychofonctionnels chez le nourrisson et à une psychopathologie parentale (Favez et al., 2006, 2011).

Après avoir étudié la manière dont les perturbations du fonctionnement familial étaient liées à des effets négatifs chez l’enfant, comme des troubles psychopathologiques, la recherche s’est de plus en plus intéressée, ces dernières années, à l’effet positif du fonctionnement familial sur le développement des compétences sociales, affectives et cognitives de l’enfant. En effet, les contextes familiaux marqués par une AF coopérative ont été considérés comme des contextes sociaux premiers, susceptibles de favoriser le développement de l’enfant. Par exemple, il a été montré que des nourrissons de 4 mois grandissant dans une AF coopérative présentent des configurations de comportements interactifs plus complexes, comme les ouvertures triangulaires (triangular bids), lorsque le nourrisson déplace rapidement son regard tout en communiquant le même affect aux deux parents dans un court laps de temps (5 s ; Fivaz-Depeursinge et al., 2005). Des études restent toutefois nécessaires pour comprendre comment des contextes familiaux cohésifs et soutenants favorisent le développement de l’enfant et soutiennent le développement de ses compétences cognitives, affectives et sociales.

Dans ce contexte, notre groupe de recherche a lancé il y a plus de vingt ans une étude longitudinale visant à étudier le développement normatif de l’AF, de la grossesse à la petite enfance, dans des familles primipares, et son effet sur plusieurs domaines du développement de l’enfant. Après une première série de recueils de données au cinquième mois de grossesse puis à 3, 9 et 18 mois post-partum, nous avons entrepris un suivi de la cohorte lorsque les enfants avaient 4 ans et demi, juste avant leur entrée à l’école primaire. Ce suivi a surtout porté sur les effets chez l’enfant et a évalué plusieurs domaines du développement, dont la psychopathologie de l’enfant ainsi que le développement social et cognitif. En effet, plusieurs études ayant montré que le développement de la cognition sociale en général, et de la ThE en particulier, semble influencé par la qualité des interactions dyadiques parent–enfant (Dunn & Brophy, 2005 ; Meins et al., 2013 ; Symons & Clark, 2000), notre intérêt portait spécifiquement sur les liens entre interactions triadiques et cognition sociale. L’hypothèse principale de cette étude était que des relations familiales positives, comme celles que l’on observe dans les AF coopératives, jouent le rôle d’un contexte d’apprentissage qui favorise le développement de la cognition sociale chez l’enfant. Une première vague de notre étude a porté en particulier sur la théorie de l’esprit (ThE ; Favez et al., 2012). La ThE est largement reconnue comme une compétence clé liée à divers domaines du développement de l’enfant. En effet, des études développementales ont montré que la ThE est liée à de meilleures fonctions exécutives (Austin et al., 2014 ; Brock et al., 2019 ; Cassetta et al., 2018), à des comportements et des stratégies de communication plus complexes et plus adaptatifs (Sidera et al., 2018), à de meilleures capacités de coopération avec autrui (Etel & Slaughter, 2019), à davantage de comportements prosociaux (Derksen et al., 2018 ; Imuta et al., 2016) et à moins de comportements antisociaux comme l’agression et le harcèlement (Smith, 2017). Le raisonnement qui sous-tendait cette hypothèse était que les enfants qui se développent dans des familles suivant une évolution haute stable de l’AF au cours des 18 premiers mois vivent plus souvent des moments de partage d’affects dans des contextes à plusieurs personnes. Nous avons donc postulé que l’expérience répétée de telles interactions constitue un contexte favorable à l’apprentissage de perspectives multiples. Nos résultats au suivi de 4 ans et demi ont confirmé cette hypothèse, en montrant que les enfants d’âge préscolaire des familles haute stable obtenaient de meilleurs scores de ThE, mesurés dans une tâche de fausse croyance. Ces résultats étaient importants, car cette recherche était l’une des premières à documenter une influence de processus de niveau familial mesurés chez le nourrisson et le tout-petit sur le développement d’une compétence sociocognitive clé mesurée dans la petite enfance.

Ce premier suivi a cependant soulevé d’autres questions, notamment sur la durée de l’effet des premières relations familiales sur le développement de l’enfant. En effet, si nous avons trouvé un lien entre l’AF et la ThE à 4 ans et demi, pourrait-on observer un lien semblable entre l’AF et la cognition sociale mesurée à la fin de l’enfance ou à l’adolescence ? Les questions sur les liens entre les premières expériences socio-affectives et le développement à long terme en général sont débattues depuis longtemps, mais les réponses restent incertaines. Par exemple, les études sur les liens entre la sécurité de l’attachement et l’empathie ou le souci d’autrui à l’adolescence semblent suggérer que l’effet positif de la parentalité sensible reçue par une personne dans la petite enfance peut se prolonger à long terme et conduire à une plus grande sécurité de l’attachement à l’adolescence (Shaver et al., 2016). Ces liens ont toutefois surtout été supposés à partir de l’accumulation raisonnée de résultats distincts, comme le fait que l’attachement dans la petite enfance est lié à l’attachement à l’adolescence, lui-même lié à l’empathie. À ce jour, les données manquent encore sur l’influence directe de la qualité des premières expériences sociales sur le développement à l’adolescence. Concernant les liens plus spécifiques entre expérience sociale précoce et développement de la cognition sociale de l’enfance à l’adolescence, la question est particulièrement complexe. D’abord, très peu d’études ont documenté le développement de la cognition sociale dans une étude longitudinale allant de la petite enfance à l’adolescence et à l’âge adulte. De plus, l’étude de la cognition sociale à l’adolescence et à l’âge adulte porte davantage sur les différences interindividuelles entre des personnes ayant des diagnostics spécifiques, comme les troubles du spectre de l’autisme (Brewer et al., 2017 ; Charman et al., 1998 ; Livingston et al., 2019), et des personnes au développement typique, que sur les trajectoires développementales intra-individuelles de la cognition sociale. La présente étude, dans laquelle nous cherchons à étudier le développement des compétences de cognition sociale dans un même échantillon d’enfants, de la petite enfance à l’adolescence, est à la fois novatrice et exploratoire sur ce plan.

À partir des résultats de l’étude précédente, qui nous avaient permis de mettre au jour des liens entre l’évolution de l’AF mesurée dans le post-partum et les compétences de cognition sociale des enfants mesurées à 4 ans et demi, nous avons cherché, dans la présente étude, à étendre ces résultats à l’adolescence en menant un suivi de la cohorte lorsque les enfants avaient 15 ans. Notre objectif était de tester l’hypothèse selon laquelle l’évolution de l’AF chez le nourrisson et le tout-petit pourrait prédire les compétences de cognition sociale à 15 ans, tout en contrôlant les compétences de ThE à 4 ans et demi.

Méthode

Personnes participantes

L’échantillon comprenait 49 familles biparentales primipares recrutées pendant la grossesse au moyen d’annonces dans la presse et de prospectus distribués à la maternité du Centre hospitalier universitaire vaudois, à Lausanne, en Suisse. Les enfants, 27 garçons et 22 filles, étaient nés en bonne santé et à terme. Les familles appartenaient surtout à la classe moyenne (48 %) et à la classe moyenne supérieure (50 %). L’âge moyen des parents à la naissance était de 31 ans pour les mères (M = 30,97, ET = 2,71) et de 33 ans pour les pères (M = 33,19, ET = 5,08).

Procédure

Le protocole de l’étude initiale comprenait une première série de trois vagues de recueil de données chez le nourrisson, à 3 (T1), 9 (T2) et 18 (T3) mois post-partum. Les familles ont été recontactées lorsque l’enfant avait environ 4 ans et demi pour participer à une autre vague de recueil de données (T4). Enfin, tout l’échantillon initial a été contacté lorsque les enfants avaient environ 15 ans (T5), y compris les familles qui n’avaient pas participé au recueil de données à 4 ans et demi. La taille de l’échantillon variait selon les temps de mesure : 49 familles à T1, 45 à T2, 37 à T3, 38 à T4 et 36 à T5. Nous avons examiné le genre de l’enfant ainsi que l’âge et le statut socio-économique des parents au départ comme sources possibles d’attrition. L’attrition à T4 était légèrement plus fréquente dans les familles de filles, mais cet effet n’était pas significatif pour l’attrition à T5.

À T1, T2 et T3, les parents et les enfants ont été invités à une séance au laboratoire, pendant laquelle il était demandé aux parents de jouer avec leur enfant dans une situation d’observation semi-standardisée, le LTP (Corboz-Warnery et al., 1993). Les LTP étaient filmés pour le codage. Les parents recevaient aussi un ensemble de questionnaires auto-rapportés, comportant des questions sur les variables sociodémographiques, que chaque parent devait remplir séparément dans les 7 jours et renvoyer par la poste dans des enveloppes affranchies. À T4, les parents et les enfants sont revenus au laboratoire. Les enfants ont effectué les tâches de ThE (voir la sous-section Mesures ci-dessous) avec une personne assistante de recherche formée, tandis que les parents étaient invités à observer leur enfant derrière un miroir sans tain. Enfin, à T5, la séance au laboratoire s’est déroulée avec les jeunes seulement, et leur capacité à comprendre les émotions d’autrui a été testée au moyen d’une tâche informatisée (la version révisée du test de lecture de l’esprit dans les yeux, RMET, Reading the Mind in the Eyes Test ; voir la sous-section Mesures ci-dessous).

Mesures

Alliance familiale à 3, 9 et 18 mois

Nous avons évalué l’AF par observation directe dans le LTP. Cette situation d’observation validée a été conçue pour évaluer la qualité des interactions triadiques dans les familles avec nourrissons et tout-petits. Les membres de la famille sont assis en triangle équilatéral, à une distance qui favorise l’interaction (80 cm entre le centre de chaque siège). Le dispositif peut être adapté à l’âge de l’enfant : dans le « dispositif nourrisson », l’enfant est installé dans un siège pour bébé, qui peut être orienté vers un parent, vers l’autre ou entre les deux. Le siège peut aussi être incliné vers l’avant (position « assise ») ou vers l’arrière (position « couchée »). Dans le dispositif pour les tout-petits, l’enfant est assis dans une chaise haute, les parents et l’enfant sont installés autour d’une petite table ronde, et un ensemble de jouets et d’objets non genrés (trois cochons en peluche, trois cuillères, trois chaussettes) est à portée de main. Le scénario du LTP est structuré en quatre parties, ce qui permet d’observer toutes les configurations interactives possibles dans une triade : dans la partie 1, un parent joue avec l’enfant pendant que l’autre est « simplement présent » (2 + 1) ; dans la partie 2, les parents échangent les rôles (2 + 1) ; dans la partie 3, le jeu se fait à trois (3 ensemble) ; et dans la partie 4, les parents discutent devant l’enfant (2 + 1). La durée globale de l’ensemble de la tâche est indiquée aux parents dans la consigne : environ 8 min à 3 mois, 10 min à 9 mois et 12 à 15 min à 18 mois (ces durées ont été fixées d’après les durées habituelles du jeu libre triadique en conditions naturelles). Les LTP ont été enregistrés avec un dispositif à plusieurs caméras, pour être évalués ultérieurement.

Nous avons utilisé les échelles d’évaluation de l’alliance familiale (FAAS, Family Alliance Assessment Scales ; Favez et al., 2011) pour évaluer la qualité de l’AF dans le LTP. La première partie de l’évaluation consiste à classer l’AF comme « coopérative », « conflictuelle » ou « désorganisée » à partir des configurations de comportements interactifs que les familles manifestent pendant le LTP (pour des descriptions prototypiques détaillées des configurations attendues dans chaque catégorie, voir Favez et al., 2011). La seconde partie de l’évaluation consiste à coter 11 échelles en trois points qui détaillent des comportements précis manifestés par les familles pendant le LTP : postures et regards, inclusion ou exclusion, implication de chaque partenaire dans son rôle, accomplissement de la tâche, co-construction, étayage parental, chaleur familiale, validation de l’expérience émotionnelle de l’enfant, authenticité des affects exprimés, erreurs de communication pendant les activités partagées, erreurs de communication pendant les transitions. Un score total est ensuite calculé en additionnant les scores à ces 11 échelles (étendue de 0 à 22 points ; α = 0,91), un score plus élevé indiquant une meilleure coordination tout au long du jeu. Bien que les résultats des deux évaluations puissent servir d’indice de la qualité de l’AF, nous avons choisi d’utiliser le score d’AF dans les analyses qui suivent, car il pouvait être considéré comme une variable continue et convenait donc mieux aux analyses prévues dans la présente étude (voir la sous-section Analyses statistiques ci-dessous). Concernant la stratégie de codage, une personne assistante de recherche formée a codé tous les enregistrements, tandis qu’une seconde personne assistante de recherche a codé en double 17 enregistrements tirés au hasard à différents âges. Les 17 enregistrements provenaient tous de familles différentes, et la seconde personne chargée du codage ignorait l’alliance familiale des familles codées aux autres temps de mesure. La fidélité interjuges des scores d’AF était satisfaisante, avec un coefficient de corrélation intraclasse de 0,80.

Cognition sociale à 4 ans et demi : la théorie de l’esprit

Nous avons évalué la ThE au moyen de tâches de fausse croyance présentées à l’enfant. Dans ces tâches, des histoires étaient racontées à l’enfant à l’aide de marionnettes. Les histoires mettaient en scène un personnage confronté à différentes situations : tâches de transfert d’objet (trois histoires ; Wimmer & Perner, 1983), contenu inattendu (deux histoires ; Perner et al., 1987) et distinction « apparence/réalité » (Gopnik & Astington, 1988). Chaque histoire est conçue pour créer un écart entre ce que sait l’enfant et ce que sait le personnage de l’histoire. Par exemple, dans une tâche de transfert d’objet, l’enfant sait qu’un objet a été déplacé d’un endroit (A) à un autre (B) pendant que le personnage était hors de la scène. Lorsque le personnage revient sur scène, un enfant qui a acquis une ThE est capable de dire que le personnage cherchera l’objet en A et qu’il sera triste ou déçu de ne pas trouver l’objet à l’endroit où il pensait d’abord qu’il se trouvait. Pour chaque histoire, nous avons posé à l’enfant des questions sur la ThE (par exemple, ce que pense le personnage) et sur la compréhension des émotions (par exemple, quelle émotion ressent le personnage ?). Un point était attribué pour chaque réponse correcte de l’enfant, ce qui donnait un sous-score de ThE de 0 à 9 points et un score de compréhension des émotions de 0 à 10 points. Le score total, entre 0 et 19, était obtenu en additionnant ces deux scores (α = 0,70).

Cognition sociale à 15 ans : la reconnaissance des émotions

Nous avons évalué les compétences de cognition sociale des jeunes à travers leur capacité à mentaliser et à comprendre les états émotionnels d’autrui, au moyen d’une tâche informatisée, le RMET (Baron-Cohen et al., 1997, 2001). Le test consiste à présenter une série de 36 photographies de la région des yeux de visages humains (voir Baron-Cohen et al., 2001, pour des exemples). La personne testée doit associer à chaque photographie un adjectif qui décrit un état émotionnel ou cognitif. Elle doit choisir la bonne réponse parmi quatre propositions. Pour chaque photographie, une seule réponse est correcte. Les photos renvoient à des états intérieurs de différentes valences émotionnelles : huit photos correspondent à des états positifs, 12 à des états négatifs et 16 à des états neutres. Pour écarter un effet des compétences lexicales des jeunes, la personne qui faisait passer le test présentait au préalable aux jeunes une liste des adjectifs utilisés. Elle donnait une brève définition de chaque terme inconnu. Nous avons calculé la proportion globale de réponses correctes au test (score total au RMET), ainsi que des proportions séparées de réponses correctes selon la valence émotionnelle de chaque photographie, c’est-à-dire pour les items de valence émotionnelle positive (score positif au RMET), neutre (score neutre au RMET) ou négative (score négatif au RMET).

Analyses statistiques

Les analyses ont consisté à tester différents modèles dans lesquels l’évolution de l’AF dans le post-partum prédisait les différents scores au RMET à T5, en contrôlant les scores de ThE à T4. Dans la présente étude, nous avons utilisé une approche par modèle de courbe de croissance latente pour modéliser l’évolution de l’AF de T1 à T3. Les modèles de courbe de croissance latente sont largement utilisés pour étudier les processus de développement et de changement en psychologie, car ils permettent d’inclure à la fois les différences intra- et interindividuelles, et de modéliser le changement moyen dans un échantillon ainsi que les différences individuelles dans ce changement (pour une vue d’ensemble, voir Bollen & Curran, 2006). Cette méthode consiste à spécifier un modèle comportant deux variables latentes, les facteurs Intercept et Pente, qui représentent respectivement le score moyen de départ et l’ampleur moyenne du changement du score sur une variable donnée. La mesure du « niveau de départ » n’est toutefois pas strictement équivalente, en termes de distribution, à la variable observée au premier temps de mesure, car sa variance ne provient pas seulement du premier temps de mesure, mais aussi des temps ultérieurs. Le terme « niveau de départ » représente ici ce qui est stable, par opposition à ce qui change, c’est-à-dire le facteur Pente (Singer & Willett, 2003). Dans cette étude, les saturations factorielles des variables observées (AF à T1, T2 et T3) ont toutes été fixées à 1 sur le facteur Intercept et respectivement à 0, 0,4 et 1 sur le facteur Pente, afin de modéliser avec exactitude l’écart temporel entre les trois temps de mesure (modèle 1). Ensuite, pour tester l’influence de l’évolution de l’AF sur les compétences de cognition sociale à T5, nous avons spécifié des modèles dans lesquels les scores au RMET à T5 étaient régressés sur les facteurs Intercept et Pente, tandis que le score total de ThE était autorisé à covarier avec les facteurs Pente et Intercept ainsi qu’avec les scores au RMET. Nous avons testé quatre modèles séparément. D’abord, pour tester le lien entre la compréhension globale des émotions au RMET et l’évolution de l’AF, nous avons testé un modèle avec le score total au RMET comme variable dépendante (modèle 2). Ensuite, pour étudier comment la compréhension d’émotions de valences différentes pouvait être prédite différemment, nous avons testé trois modèles distincts, avec comme variables dépendantes les scores aux items positifs (modèle 3), neutres (modèle 4) et négatifs du RMET (modèle 5). Le facteur Pente se révélant faiblement lié aux scores au RMET et de ThE dans l’estimation des modèles 2 à 5 (voir la section Résultats pour le détail), nous avons aussi testé des modèles alternatifs (2b, 3b, 4b et 5b) dans lesquels les chemins reliant le facteur Pente aux scores au RMET et de ThE étaient contraints à 0.

Nous avons évalué l’ajustement des modèles en nous référant aux critères habituels définis par Hu et Bentler (1999) : outre un khi-deux non significatif, les modèles bien ajustés doivent présenter des valeurs supérieures à 0,95 pour l’indice d’ajustement comparatif (CFI), inférieures à 0,08 pour la racine du résidu quadratique moyen standardisé (SRMR) et inférieures à 0,06 pour la racine de l’erreur quadratique moyenne d’approximation (RMSEA). Les intervalles de confiance (IC) à 90 % de la RMSEA devraient aussi idéalement inclure 0. Les modèles ont été estimés au moyen d’un estimateur du maximum de vraisemblance à information complète. Les analyses ont été réalisées avec IBM SPSS 25.0 et Mplus version 7.4. À noter : Mplus estime des valeurs p distinctes pour les paramètres non standardisés et standardisés, et nous avons choisi de rapporter les valeurs p des paramètres standardisés dans les résultats de l’estimation des paramètres.

Résultats

Statistiques descriptives

Les statistiques descriptives de toutes les variables étudiées figurent dans le tableau 1. Concernant l’AF, les scores totaux moyens aux FAAS étaient comparables à ceux d’autres échantillons de familles non consultantes (Favez et al., 2011). Concernant les scores de ThE à 4 ans et demi, les scores moyens se situaient dans la zone intermédiaire, ce qui concorde avec les données de la littérature sur la performance moyenne des enfants de 4 à 5 ans aux tâches de fausse croyance, selon lesquelles les enfants de cet âge répondent correctement à environ la moitié des items (Wimmer & Perner, 1983). Si les scores totaux au RMET à 15 ans dans notre population adolescente étaient inférieurs à ceux rapportés dans la littérature pour des échantillons non cliniques d’adultes et de personnes étudiantes, ils étaient supérieurs à ceux rapportés pour des échantillons d’adultes présentant des troubles autistiques (Baron-Cohen et al., 2001). Fait intéressant, la proportion de réponses correctes aux items neutres était légèrement inférieure à celle des réponses correctes aux items positifs et négatifs. Les corrélations entre les variables de l’étude figurent dans le tableau 2. La majorité des associations bivariées entre les variables étudiées étaient significatives, positives et allaient dans le sens attendu. Les trois mesures de l’AF étaient fortement et significativement corrélées. En revanche, les corrélations non significatives étaient plus nombreuses entre les mesures de cognition sociale. D’abord, parmi les mesures du RMET, seuls les scores aux items positifs et neutres étaient significativement corrélés. Ensuite, comme attendu, le score total de ThE à T4 était significativement corrélé au score total au RMET ainsi qu’au score neutre au RMET. En revanche, les corrélations entre le score total de ThE à T4, d’une part, et les scores positif et négatif au RMET, d’autre part, n’étaient pas significatives.

L’évolution de l’AF dans le post-partum

L’estimation du modèle 1, dans lequel nous avons spécifié une croissance linéaire de l’AF de 3 à 18 mois, a montré un excellent ajustement de ce modèle aux données : χ² = 0,689, dl = 1, p = 0,407, CFI = 1,000, SRMR = 0,024, RMSEA = 0,000, IC à 90 % [0,000 ; 0,353]. Concernant l’estimation des paramètres, la moyenne et la variance du facteur Intercept étaient significatives (M = 13,15, p < 0,001, et S² = 22,46, p < 0,01). Ces résultats suggéraient qu’en moyenne, les scores familiaux de départ étaient supérieurs à 0 et qu’il existait une hétérogénéité significative de ces scores de départ d’AF dans l’échantillon. La moyenne du facteur Pente était elle aussi significative (M = 2,41, p < 0,001), ce qui suggérait une augmentation significative de plus de 2 points des scores familiaux aux FAAS de T1 à T3. Cette augmentation était à peu près la même pour toutes les familles, puisque la variance du facteur Pente n’était pas significative (S² = 3,36, p = 0,82). Enfin, la corrélation entre les facteurs Pente et Intercept n’était pas significative (r = −0,25, p = 0,50), ce qui indiquait l’absence de lien entre l’AF de départ et son évolution de T1 à T3.

L’AF dans le post-partum et la ThE à 15 ans

Les informations sur l’ajustement de tous les modèles présentés dans cette section et les indices d’ajustement correspondants figurent dans le tableau 3.

Prédiction du score total au RMET

L’estimation du modèle 2 (figure 1) a montré que ce modèle était globalement bien ajusté aux données. Les indices d’ajustement indiquaient globalement un bon ajustement du modèle, avec un khi-deux non significatif, un CFI supérieur à 0,95 et un SRMR inférieur à 0,08, même si la valeur de la RMSEA était légèrement trop élevée. L’estimation des paramètres a montré que le facteur Intercept prédisait un score total au RMET plus élevé (b = 1,317, β = 0,585, p < 0,001), alors que le facteur Pente n’était pas significativement lié au score total au RMET (b = 1,010, β = 0,234, p = 0,367). Le score total de ThE, introduit comme covariable dans le modèle, était significativement corrélé au facteur Intercept (r = 0,376, p = 0,015), mais ni au facteur Pente (r = 0,038, p = 0,879) ni au score total au RMET (r = 0,236, p = 0,141). Pour confirmer l’absence de lien entre le facteur Pente et les variables de cognition sociale, nous avons spécifié un modèle alternatif (modèle 2b) dans lequel le poids de régression reliant le facteur Pente au score total au RMET, ainsi que la covariance entre le facteur Pente et le score total de ThE, étaient contraints à 0. Les résultats ont montré que l’ajustement du modèle 2b était meilleur que celui du modèle 2, tous les indices d’ajustement, y compris la RMSEA, indiquant un bon ajustement du modèle. Un test de différence du khi-deux entre les modèles 2 et 2b a donné un khi-deux non significatif, ce qui confirmait que le modèle 2b devait être préféré et que les liens entre le facteur Pente et les deux variables de cognition sociale pouvaient donc être considérés comme nuls.

Prédiction du score positif au RMET

L’estimation du modèle 3 a montré que ce modèle était globalement bien ajusté aux données. La plupart des indices d’ajustement indiquaient un bon ajustement du modèle, avec un khi-deux non significatif, un CFI supérieur à 0,95 et un SRMR inférieur à 0,08, même si la valeur de la RMSEA était trop élevée. L’estimation des paramètres a montré que le facteur Intercept prédisait significativement un score positif au RMET plus élevé (b = 2,400, β = 0,547, p = 0,015), alors que le facteur Pente n’était pas significativement lié au score positif au RMET (b = 3,713, β = 0,378, p = 0,410). Le score total de ThE était significativement corrélé au facteur Intercept (r = 0,375, p = 0,016), mais ni au facteur Pente (r = 0,035, p = 0,905) ni au score total au RMET (r = 0,102, p = 0,577). Les liens entre le facteur Pente et les variables de cognition sociale n’étant pas significatifs, nous avons répété la procédure suivie avec les modèles 2 et 2b. Nous avons spécifié un modèle alternatif (modèle 3b) dans lequel le poids de régression reliant le facteur Pente au score positif au RMET, ainsi que la covariance entre le score total de ThE et le score positif au RMET, étaient contraints à 0. Les résultats ont montré que l’ajustement du modèle 3b était meilleur que celui du modèle 3, tous les indices d’ajustement, y compris la RMSEA, indiquant un bon ajustement du modèle. Un test de différence du khi-deux entre les modèles 3 et 3b a donné un khi-deux non significatif, ce qui confirmait que le modèle 3b devait être préféré et que les liens entre le facteur Pente, d’une part, et les scores de ThE et le score positif au RMET, d’autre part, étaient négligeables.

Prédiction du score neutre au RMET

L’estimation du modèle 4 a donné des résultats mitigés quant à l’ajustement du modèle. Si certains indices suggéraient un bon ajustement du modèle, comme un khi-deux non significatif et un CFI supérieur à 0,95, les valeurs du SRMR et de la RMSEA étaient toutes deux légèrement trop élevées et suggéraient un ajustement moins bon. L’estimation des paramètres a montré que le facteur Intercept prédisait significativement le score neutre au RMET (b = 1,201, β = 0,456, p = 0,002), contrairement au facteur Pente (b = 0,953, β = 0,260, p = 0,158). Le score total de ThE était significativement corrélé au facteur Intercept (r = 0,370, p = 0,014), mais pas au facteur Pente (r = 0,024, p = 0,891), tandis que son association avec le score total au RMET approchait la significativité (r = 0,284, p = 0,079). Comme pour les modèles 2 et 3, les liens entre le facteur Pente et, d’une part, le score total de ThE, d’autre part, le score neutre au RMET étaient faibles. Le modèle alternatif (modèle 4b), dans lequel les chemins reliant le facteur Pente au score total de ThE (covariance) et au score neutre au RMET (poids de régression) étaient contraints à 0, présentait un ajustement aux données légèrement meilleur que le modèle 4, ce que confirmait la différence de khi-deux non significative entre les deux modèles. L’ajustement global du modèle 4b n’était cependant toujours pas satisfaisant, les valeurs de la RMSEA et du SRMR restant légèrement supérieures aux valeurs habituelles d’un bon ajustement.

Prédiction du score négatif au RMET

L’estimation du modèle 5 suggérait globalement que l’ajustement du modèle était correct : le khi-deux n’était pas significatif, le CFI était supérieur à 0,95 et le SRMR juste inférieur à 0,08. Comme pour les autres modèles, la RMSEA indiquait un ajustement moins bon. L’estimation des paramètres a montré que ni le facteur Pente ni le facteur Intercept n’étaient significativement associés au score négatif au RMET (respectivement b = −0,855, β = −0,207, p = 0,535, et b = 0,777, β = 0,256, p = 0,072), même si ce dernier lien approchait la significativité. Le score total de ThE était significativement corrélé au facteur Intercept (r = 0,377, p = 0,015), mais ni au facteur Pente (r = 0,056, p = 0,800) ni au score total au RMET (r = 0,117, p = 0,548). Comme pour les autres modèles, les liens entre le facteur Pente et les autres variables étant faibles, nous avons spécifié un modèle alternatif (modèle 5b), dans lequel les chemins reliant le facteur Pente au score total de ThE (covariance) et au score neutre au RMET (poids de régression) étaient contraints à 0. Ce modèle présentait un ajustement légèrement meilleur que celui du modèle 5. Un test de différence du khi-deux a confirmé que le modèle 5b devait être préféré et que l’influence du facteur Pente pouvait donc être ignorée.

Discussion

Dans la présente étude, nous cherchions à examiner les liens entre le développement des relations familiales chez le nourrisson et le tout-petit et la cognition sociale de l’enfant à l’adolescence. Des résultats antérieurs avaient montré que la qualité des premières relations dans le post-partum, mesurée en termes d’AF comme le degré de coordination pendant les interactions mère–père–enfant, prédisait les capacités de ThE de l’enfant à 4 ans et demi (Favez et al., 2012). Nous voulions prolonger ces résultats en testant l’hypothèse selon laquelle une AF de meilleure qualité dans le post-partum pourrait prédire de meilleures performances chez des jeunes de 15 ans dans une tâche informatisée qui mesure la reconnaissance des émotions, en tant qu’indice de cognition sociale à l’adolescence et à l’âge adulte, tout en contrôlant la ThE à 4 ans et demi. Ces hypothèses ont été partiellement confirmées.

Le premier résultat principal de la présente étude est que l’AF prédisait la capacité des jeunes, à l’adolescence, à identifier et à classer les états émotionnels d’autrui. Ce résultat suggère en particulier qu’une AF de meilleure qualité, caractérisée par davantage de coordination, de soutien et de partage d’affects, pourrait offrir à l’enfant un contexte pour développer des compétences comme une meilleure compréhension des états émotionnels d’autrui, la capacité d’adopter le point de vue de l’autre et peut-être une plus grande empathie. De plus, les enfants dont l’AF était plus élevée étaient particulièrement compétents dans la compréhension des états émotionnels positifs, tandis que leur plus grande capacité à identifier les émotions négatives ne faisait qu’approcher la significativité statistique. Compte tenu des caractéristiques des AF de bon fonctionnement évoquées plus haut, il est probable que les enfants de ces familles vivent plus souvent un partage d’affects positifs, ce qui pourrait expliquer que l’AF soit particulièrement liée à la reconnaissance des émotions positives. Par ailleurs, les parents des AF coopératives pourraient aussi offrir des réponses plus ajustées aux émotions négatives des enfants et montrer de meilleures capacités à aider l’enfant à réguler ces émotions, ce qui pourrait expliquer la plus grande capacité (bien que non significative au seuil α = 0,05) de ces enfants à identifier les émotions négatives. Concernant l’identification des expressions émotionnelles neutres, l’estimation des paramètres a montré un lien positif potentiellement semblable avec l’AF. L’ajustement du modèle qui testait cette hypothèse était toutefois un peu plus douteux que celui des modèles prédisant l’identification des émotions positives et négatives. Les causes de cet ajustement moindre peuvent être multiples, dont la taille de l’échantillon ou le fait que les expressions émotionnelles neutres semblaient, en moyenne, plus difficiles à identifier que les expressions positives et négatives pour l’ensemble des jeunes de l’échantillon. En tout état de cause, l’association positive entre l’AF et la capacité à identifier les expressions émotionnelles neutres ne doit être considérée qu’avec prudence.

Le second résultat principal de cette étude est que seule l’AF de départ, c’est-à-dire la part stable de l’AF, et non son évolution au cours des 18 premiers mois, s’est révélée liée à la cognition sociale à 15 ans. Bien que nous ayons observé une augmentation significative de l’AF de 3 à 18 mois, cette amélioration n’était pas liée aux compétences ultérieures de cognition sociale. Ce résultat implique qu’un enfant qui a rencontré des difficultés relationnelles précoces dans sa famille sera plus susceptible de développer des compétences de cognition sociale plus faibles qu’un enfant qui n’a pas connu de telles difficultés précoces, même si ces difficultés se sont résolues dans les mois suivants.

Ces résultats rejoignent ceux d’autres études, qui ont déjà documenté des liens entre les premières interactions parent–enfant et le développement socio-affectif de l’enfant jusqu’à l’adolescence (Feldman, 2007a, 2007b, 2010 ; Pratt et al., 2017), même si la plupart d’entre elles portaient sur la relation mère–enfant, en ignorant le rôle des pères et des processus de groupe familial comme l’alliance familiale. Bien que le sens de ces liens soit difficile à établir, de nombreux travaux du domaine suggèrent que les interactions familiales pourraient affecter de manière décisive l’enfant dans divers domaines du développement à long terme. Ce qui reste incertain, c’est le moment de l’influence potentielle de facteurs relationnels comme l’AF. D’abord, il est possible que les premières relations familiales affectent directement des structures ou des fonctions primaires impliquées dans la construction précoce de la cognition sociale. Des études en imagerie par résonance magnétique fonctionnelle ont montré que de nombreuses structures et régions cérébrales, dont le système des neurones miroirs (SNM ; Mahy et al., 2014), les jonctions temporo-pariétales droite et gauche, le cortex préfrontal médian et le cortex cingulaire postérieur (pour une revue, voir Schurz et al., 2014), sont impliquées dans le développement de la cognition sociale. Si le moment où ces structures (comme le SNM) commencent à se développer reste débattu, certains travaux soutiennent qu’elles pourraient déjà être actives chez le nourrisson, voire présentes dès la naissance (Lepage & Théoret, 2007). Le recours très précoce, et largement documenté, à l’imitation chez le nouveau-né pourrait être considéré comme l’indice d’un développement très précoce de structures (dont, peut-être, le SNM) et de fonctions qui précèdent les compétences ultérieures de cognition sociale. Nos résultats pourraient suggérer que des facteurs relationnels affectent peut-être le développement de ces structures à un stade précoce, et que les différences qui en résultent entre nourrissons pourraient persister jusqu’à l’adolescence. Une explication différente mais complémentaire serait de suggérer que les relations de niveau familial sont, en moyenne, qualitativement stables, peut-être jusqu’à l’adolescence, et que la cognition sociale à l’adolescence pourrait être associée à la qualité de l’AF à l’adolescence. Cette explication est étayée à la fois par des résultats antérieurs suggérant que la qualité de l’AF est stable de la grossesse à 4 ans et demi (par exemple Favez et al., 2012) et par la présente étude, qui a montré que c’est la stabilité, plutôt que le changement, de l’AF au cours des 18 premiers mois qui était liée aux compétences de cognition sociale à l’adolescence. Des études visant à confirmer cette hypothèse devraient inclure une évaluation de l’AF à l’adolescence, avec tous les défis méthodologiques qu’impliquerait une telle évaluation.

Les résultats de la présente étude doivent être interprétés à la lumière de certaines limites. D’abord, il est probable que les effets des premières interactions triadiques sur le développement de la cognition sociale soient portés par des variables tierces que nous n’avons pas prises en compte dans la présente étude. Par exemple, il est possible que certaines caractéristiques innées ou précoces de l’enfant, comme le tempérament ou le développement cognitif précoce, influencent à la fois les premières interactions familiales et le développement ultérieur de la cognition sociale. L’influence des interactions dyadiques devrait être spécifiquement prise en compte. En effet, le plan de notre étude ne permettait pas de conclure si les effets observés étaient spécifiquement dus à la qualité de la triade mère–père–enfant ou à un effet confondant des dyades (mère–enfant et père–enfant) au sein des triades. De fait, des études antérieures ayant documenté le rôle des interactions dyadiques (mère–enfant) dans le développement de la cognition sociale chez l’enfant, de futures études devraient inclure des évaluations des interactions dyadiques (mère–enfant et père–enfant) et triadiques (mère–père–enfant) pour démêler l’influence spécifique de chaque « niveau » relationnel sur le développement de la cognition sociale. Ensuite, sur le plan statistique, l’estimation de certains de nos modèles a donné des valeurs de RMSEA supérieures à la valeur critique de 0,06 généralement considérée comme l’indice d’un ajustement correct (Hu & Bentler, 1999). L’usage de la RMSEA a toutefois été remis en question, en particulier dans l’estimation de modèles à faible nombre de degrés de liberté sur de petits échantillons : dans ces situations, évaluer l’ajustement d’un modèle d’après la RMSEA pourrait conduire à rejeter de nombreux modèles corrects. Il a donc été proposé d’utiliser alors la RMSEA conjointement avec d’autres indices d’ajustement, et de ne même pas la prendre en compte lorsque les autres indices, en particulier la statistique du khi-deux, semblent indiquer un ajustement correct du modèle (Chen et al., 2008 ; Kenny et al., 2015). Troisièmement, la taille de notre échantillon était réduite, ce qui pourrait limiter la généralisabilité de nos résultats. Face à un possible manque de puissance statistique dû à la petite taille de l’échantillon, nous avons choisi de tester des modèles simples, avec peu de covariables, pour éviter une puissance insuffisante. On ne sait pas si nos résultats auraient été différents avec davantage de covariables dans nos modèles, comme des variables de contrôle relatives au statut socio-économique et aux caractéristiques personnelles des personnes participantes. La taille de l’échantillon offrait cependant une puissance suffisante pour estimer un modèle de base permettant de tester nos hypothèses. De plus, compte tenu de la durée de notre étude et du degré d’implication demandé, en particulier lors des premières vagues de recueil de données, nous estimons que garder environ 40 familles engagées pendant plus de 15 ans était déjà considérable. Nos résultats doivent néanmoins être confirmés par une étude à plus grande échelle. Quatrièmement, concernant le RMET, malgré la procédure mise en place avant le test pour éviter toute influence des compétences lexicales des jeunes, rien ne garantit que ce biais ait été complètement écarté. Il est en effet possible qu’une partie des jeunes n’ait pas demandé la définition des termes non compris, en raison d’un sentiment de honte potentiellement associé au fait de demander de l’aide à la personne qui faisait passer le test.

Malgré ces limites, notre étude est l’une des premières de ce type à montrer des liens entre la qualité des interactions mère–père–nourrisson et les compétences de cognition sociale mesurées chez l’enfant plus de dix ans plus tard, à l’âge de 15 ans. Les jeunes qui avaient vécu des interactions plus cohésives avec leurs deux parents ensemble au cours des 18 premiers mois de leur vie étaient plus habiles à identifier les états émotionnels d’autrui, en particulier les états émotionnels positifs. Non seulement nous rejoignons les travaux qui affirment que les bébés sont, dès le tout début, des êtres sociaux, mais nous soutenons aussi, sur la base de nos résultats, que les toutes premières expériences sociales façonnent certaines des capacités sociales, affectives et cognitives de l’enfant qui lui seront utiles plus tard pour s’engager dans des relations sociales plus efficaces avec les autres. Ces résultats peuvent avoir des implications particulières pour les équipes qui travaillent au contact direct des parents et des bébés, surtout dans les premiers mois de vie. En effet, encourager ou aider les familles à s’engager dans des interactions plus cohésives, plus soutenantes et émotionnellement plus positives avec leur nourrisson dès la naissance, non seulement quand chaque parent est seul avec l’enfant, mais aussi quand toute la famille est réunie, pourrait avoir des effets positifs à long terme. De plus, nos résultats confirment la nécessité d’inclure les pères dans la recherche ou le travail clinique, et d’intégrer les relations de niveau familial dans nos modèles de compréhension des facteurs de risque et de résilience qui influencent la santé mentale du nourrisson.