Bien-être en classe de musique d’élèves
du primaire inscrits à un programme Art-études

Catherine Tardif,
Hélène Boucher et Julie Lane

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Résumé

L’objectif de cet article est de décrire le bien-être psychologique de 164 élèves de la 3^e à la 6^e année du primaire inscrits à un programme Arts-études en musique au Québec. Les résultats soulignent des différences significatives selon le genre et le niveau scolaire des participants. Entre autres, les filles rapportent plus de plaisir et de motivation que les garçons. Les élèves de 6^e année indiquent éprouver moins de plaisir, de satisfaction, de motivation, avoir une moins haute estime de soi et une perception plus négative du climat d’appartenance que ceux de 3^e et de 4^e année. L’origine de la participation au programme (suggestion des parents ou demande de l’enfant) serait un modérateur de ces effets. Il semble ainsi qu’une attention particulière doit être portée quant au bien-être en classe des garçons de 6^e année dont les parents suggèrent la participation à un tel programme.

Mots clés : bien-être ; éducation musicale ; primaire ; projet pédagogique particulier ; santé mentale.

Abstract

This article aims to describe the psychological well-being of 164 elementary school students in grades 3 to 6 enrolled in an Arts-study program in music in Quebec. The results highlight significant differences according to gender and educational level of the participants. Among other things, girls reported more pleasure and motivation than boys. Grade 6 students, for their part, reported feeling less pleasure, satisfaction, and motivation, and having lower self-esteem and a more negative perception of belonging than those in grades 3 and 4. The origin of participation in the program (suggestion from the parents or request from the child) moderated these effects. Therefore, it seems that specific attention must be paid to the well-being of boys in grade 6 whose parents suggested they take part in such a program.

Keywords: elementary; intensive music program; mental health; music education; well-being.

 

Les associations entre la musique et le bien-être sont de plus en plus étudiées. Les chercheurs¹Dans cet article, l’emploi du masculin pour désigner des personnes n’a d’autres fins que celle d’alléger le texte. se penchent, entre autres, sur les bienfaits de l’écoute musicale, de la musicothérapie, de l’apprentissage de la musique de façon récréative et de l’apprentissage en contexte scolaire et extrascolaire (Blasco-Magraner et al. 2021). Le Plan stratégique du ministère de l’Éducation 2019-2023 souligne d’ailleurs l’importance de soutenir le bien-être de l’élève en contexte scolaire, notamment en lui offrant « des milieux de vie et d’apprentissage innovants, stimulants, accueillants, sains et sécuritaires » (Gouvernement du Québec 2019, p. 24). De fait, le bien-être des élèves à l’école, qui « renvoie à un degré de satisfaction individuel des élèves […] dans différents aspects de la vie scolaire » (Murat et Simonis-Sueur 2015, p. 3), peut varier considérablement en fonction des écoles, du niveau scolaire et des différences individuelles (Rousseau et Espinosa 2018). Or, une multitude de programmes sont offerts dans les écoles québécoises.

Le ministère de l’Éducation du Québec (MÉQ) offre notamment la possibilité de créer des projets pédagogiques particuliers (PPP) afin de bonifier l’enseignement artistique dans les écoles primaires et secondaires. Ces projets se subdivisent en deux modèles : 1) les concentrations reconnues en arts qui visent le développement global de l’enfant et 2) les programmes d’Arts-études qui tendent plutôt à favoriser l’accès aux études supérieures en arts (MÉQ 2022a). Actuellement, sept écoles primaires offrent un PPP reconnu de concentration en arts et neuf écoles primaires bénéficient d’un programme Arts-études (ibid.). Ces 16 écoles primaires sont toutes spécialisées en musique (ibid.). Or, si la vie scolaire des enfants les expose à plusieurs facteurs de stress (Conseil supérieur de l’éducation, CSÉ 2020), les PPP en Arts-études apparaissent, par leurs caractéristiques, particulièrement axés sur la performance et exposent ainsi les élèves à plusieurs situations stressantes pouvant entraver leur bien-être (Kenny 2011). Étant donné la popularité de ces programmes, il appert nécessaire de s’intéresser au bien-être des élèves y prenant part afin d’offrir un environnement d’apprentissage sain pour l’élève.

 

Le potentiel de la théorie du bien-être de Seligman au cœur d’études sur l’éducation musicale

La théorie du bien-être de Martin E. P. Seligman (2012) est constituée de cinq éléments interreliés auxquels est attribué l’acronyme PERMA : les émotions positives, l’engagement, les relations sociales, les expériences signifiantes et l’accomplissement. Sa conception permet de distinguer l’influence de facteurs sur chaque élément individuellement plutôt que sur une mesure globale du bien-être. Cette articulation théorique offre ainsi la possibilité de cerner les éléments qui mériteraient particulièrement d’être supportés et ainsi d’identifier des avenues plus spécifiques pour favoriser le bien-être des élèves. Chacun des cinq éléments du bien-être respecte trois critères : 1) il contribue de façon individuelle et significative au bien-être global, 2) il est le résultat de choix volontaires relevant de la motivation intrinsèque et libre de l’influence des autres éléments et 3) il peut être mesuré de façon indépendante (Seligman 2012).

Certains chercheurs s’intéressant à l’éducation musicale ont d’ailleurs utilisé le PERMA dans leurs travaux. L’analyse de Juyong Lee, Amanda E. Krause et Jane W. Davidson (2017) a permis de confirmer l’efficacité de l’utilisation de ce cadre théorique pour décrire le bien-être en classe de musique. Arielle Bonneville-Roussy, Emese Hruska et Hayley Trower (2020) ont aussi utilisé le PERMA, mais pour mesurer cette fois-ci le bien-être d’étudiants universitaires, et plus spécifiquement, comment le soutien de l’autonomie offert par les enseignants pouvait l’affecter. Cependant, les chercheurs se sont limités à deux indicateurs (émotions positives et engagement), lesquels ont été mesurés avec des indicateurs de passion envers la musique et des intentions de carrière.

Pour Eranda Jayawickreme, Marie J.C. Forgeard et Martin E.P. Seligman (2012), l’ensemble des indicateurs du bien-être se regroupent en trois types de variables : 1) les variables contributives, 2) de processus et 3) résultantes. Cette classification permettrait notamment d’identifier les causes et de cibler des interventions nécessaires à l’amélioration du niveau de bien-être. Les variables contributives regroupent des éléments externes à l’individu sur lesquels il n’a pas de contrôle, l’héritage génétique, le genre, l’âge et la situation socioéconomique familiale ainsi que les éléments individuels notamment, les traits de personnalités. Les variables de processus, quant à elles, représentent les facteurs qui influenceront les choix de la personne : ses valeurs personnelles, son humeur ou son état psychologique. Finalement, les variables résultantes se constatent par l’entremise des actions volontaires qui sont intrinsèques à l’individu et libres de l’influence des facteurs précédents : le niveau d’engagement, le désir d’accomplissement et la qualité des relations sociales (ibid.).

 

Le peu d’études s’intéressant à l’effet de l’éducation musicale sur le bien-être des élèves

Alors que les effets de l’éducation musicale sur les performances académiques et sur le développement cognitif et social sont abondamment documentés (Dumont et al. 2017), peu de recherches mettent en évidence leurs effets sur le bien-être des élèves. Toutefois, une récente revue systématique qui collige 26 articles parus entre 2001 et 2019 (dont 73 % portant sur des élèves du primaire qui prennent part à des activités musicales en contexte scolaire) met en évidence qu’en plus d’avoir une capacité remarquable à exprimer, transmettre et évoquer diverses émotions chez les êtres humains, la pratique instrumentale et en groupe semble favoriser le développement des habiletés prosociales et socioémotionnelles ainsi que l’intelligence émotionnelle (Blasco-Magraner et al. 2021). Comme le soulignent les auteurs de cette revue, les effets peuvent toutefois varier en fonction des contextes d’apprentissage et des caractéristiques des participants.

De ce fait, il n’est pas surprenant de constater que les études conduites au sein de programmes musicaux de type El Sistema qui visent spécifiquement le développement personnel et social des jeunes issus des milieux défavorisés en arrivent à des conclusions démontrant que la participation à ces programmes puisse avoir des effets positifs sur divers éléments pouvant contribuer au bien-être des participants. Spécifiquement, des parents rapportent plusieurs bienfaits chez leur enfant, dont une meilleure confiance en soi, des interactions plus positives avec les pairs et les adultes, une joie de vivre et un plus haut niveau d’énergie (Morin 2014). D’ailleurs, dans l’étude menée par Margaret S. Osborne et al. (2015), les participants ont rapporté être significativement plus heureux et motivés par un objectif de vie et avoir un plus fort sentiment d’appartenance à l’école que leurs vis-à-vis non-musiciens après une année de participation au programme. Finalement, selon Michelle Marie Hospital et al. (2018), les élèves qui participent à ce type de programme démontreraient une amélioration significative pour les cinq dimensions du développement social du Positive Youth Development (Character, Competence, Compassion, Confidence, Connection ; Lerner et al. 2016) après un an de participation.

 

L’importance de s’intéresser à l’influence parentale dans l’apprentissage musical

Le rôle des parents dans la vie des jeunes musiciens est indéniablement important (McPherson 2009 ; McPherson et Davidson 2002). Ce sont souvent eux qui prennent l’initiative d’inscrire l’enfant à des cours de musique (Upitis et al. 2017) et la poursuite des cours est associée à l’attitude positive du parent vis-à-vis de l’expérience de l’enfant (Corrigall et Schellenberg 2015). Par ailleurs, les enfants issus de familles avec un plus haut capital culturel musical sont plus enclins à prendre part à des activités musicales (Valenzuela et Codina 2014). Ils rapportent aussi plus souvent des manifestations de l’expérience optimale (Csikszentmihalyi 2014) et retirent significativement plus de plaisir que leurs comparses avec un moins grand capital culturel familial (Valenzuela et Codina 2014).

Cela étant dit, des enseignants en leçons musicales individuelles soulignent la nécessité du soutien parental, mais relèvent également les demandes irréalistes des parents (Ang, Panebianco et Odendaal 2020). Les enseignants décrivent même certains comportements parentaux (comparaison, attentes et supervision excessive du progrès de l’enfant) comme « tuant l’intérêt de l’enfant » (ibid.).

Somme toute, le bien-être des élèves du primaire en contexte d’apprentissage de la musique est très peu documenté, et en particulier au Québec. Deux enquêtes québécoises se sont intéressées au bien-être général des élèves montréalais du primaire (Riberdy et al. 2009 ; Springmann, Markon et Frigault 2018), mais ne présentent aucune distinction en fonction des programmes scolaires. Nous n’avons donc aucune donnée spécifique quant au bien-être des élèves fréquentant des PPP malgré le fait que ce contexte appert plus susceptible d’exposer les élèves à des situations stressantes pouvant nuire à leur bien-être. Il est donc nécessaire d’aborder ce sujet afin d’avoir un portrait de la situation. Qui plus est, considérant le rôle des parents dans l’inscription à ces programmes et leur influence sur l’expérience musicale de l’enfant, il semble important d’en tenir compte pour appréhender le bien-être des jeunes musiciens qui fréquentent un PPP. Nous émettons ainsi l’hypothèse que l’origine de la demande d’inscription au PPP en Arts-études, en interaction avec le genre et le niveau scolaire, sera associée aux indicateurs du bien-être tels que définis par le PERMA.

Ainsi, les objectifs de cette recherche sont de 1) mesurer le bien-être en classe d’élèves du primaire inscrits à un PPP en Arts-études et 2) analyser l’effet modérateur des variables de processus (l’origine de la demande d’inscription : le parent ou l’enfant) sur les liens entre les variables contributives (genre et niveau scolaire) et les variables résultantes (les indicateurs du bien-être : PERMA).

 

Méthodologie

Les données ont été collectées dans une école primaire offrant un PPP en Arts-études. Les groupes-classes de l’école sont constitués de 34 élèves par classe et comptent 10 enseignants spécialistes en musique. L’école se situe au 6^e rang décile du seuil de faible revenu indiquant ainsi un indice de revenu moyen, lorsque comparée à l’ensemble des familles québécoises considérant la taille de la famille et le milieu de résidence (Gouvernement du Québec 2020). Les périodes d’enseignement de la musique sont de 30 à 60 minutes. Au total, l’école accueille 600 élèves de la première à la 6^e année du primaire. Les élèves de première à la 6^e année disposent de 150 minutes d’enseignement des instruments à cordes, de 60 minutes de danse et de 150 minutes de cours d’expression musicale (théorie, chant et instruments Orff) par cycle de 10 jours. À partir de la 2^e année du primaire s’ajoutent 150 minutes de cours de piano. Pour les élèves de 3^e année et plus, cela représente donc 510 minutes de cours de musique par cycle de 10 jours. L’enseignement musical correspond à 20 % du temps d’enseignement et est uniquement offert en groupe.

Mesures de bien-être des élèves

Un questionnaire sociodémographique a été rempli de façon électronique par le tuteur au même moment que le formulaire de consentement. Les renseignements collectés au sujet des élèves nous informent sur les caractéristiques de l’enfant : l’âge, le genre, le nombre d’années de participation au PPP, l’origine de la demande d’inscription (suggestion des parents ou demande de l’enfant), le revenu familial et le niveau de scolarité des parents.

Puisqu’à notre connaissance, il n’existe pas d’outil préalablement validé et adapté au contexte spécifique de la classe de musique au primaire en complète adéquation avec le PERMA, nous avons privilégié différents outils validés et complémentaires.

La version modifiée par Andrea Creech et Susan Hallam (2011) du questionnaire Music Lesson Satisfaction Scale (MLSS, Rife et al. 2001) a été utilisée afin de mesurer les émotions positives, l’engagement et l’accomplissement. L’instrument permet de rapporter l’évaluation subjective des élèves entre 9 et 12 ans concernant leur expérience musicale et contient cinq échelles : Plaisir, Satisfaction, Motivation, Sentiment d’efficacité personnelle et Estime de soi. Les élèves sont invités à répondre à 25 items selon des modalités d’accord en cinq points (1 = complètement en désaccord à 5 = tout à fait d’accord). La consistance interne de l’instrument ayant été démontrée (α = 0,90). Cet instrument a été retenu puisque, selon Seligman (2012), les émotions positives reflètent les émotions in situ (joie, plaisir, confort). Les échelles Plaisir et Satisfaction se rattachent à cet élément. L’engagement, lui, est associé au phénomène de l’expérience optimale. Les émotions positives qui se dégagent de cette expérience ne sont perceptibles qu’à postériori (Csikszentmihalyi 2014). L’échelle Estime de soi reflète cet élément puisqu’elle dépeint une évaluation subjective rétroactive d’une situation donnée. Toujours selon Seligman (2012), l’accomplissement implique un sentiment de travailler dans l’atteinte d’un but et d’accomplir une tâche dans l’optique de la réaliser avec succès. Les motivations à l’égard de cet objectif doivent être intrinsèques. On retrouve ainsi cet élément dans les échelles Motivation et Sentiment d’efficacité personnelle du MLSS. Le questionnaire a été traduit en français selon la technique de traduction renversée parallèle (Streiner, Norman et Cairney [2008]2015). Finalement, pour mesurer les expériences signifiantes, qui correspondent au sentiment d’être connecté à quelque chose de plus grand que soi (Seligman 2012), nous avons utilisé l’Échelle du climat d’appartenance extraite du Questionnaire sur l’environnement sociopédagogique des élèves du primaire (QESPP, Carpentier et al. 2022) et qui rapporte la perception de l’élève du climat d’appartenance à la classe. La version pour les enfants de 10 ans et plus qui comprend trois items auxquels le participant est invité à répondre à l’aide de modalités d’accord en quatre points (1 = tout en fait en désaccord à 4 = tout à fait en accord) a été utilisée (α = 0,84).

Le questionnaire destiné aux élèves, qui totalise 28 items, a été administré une seule fois par groupe et rempli de façon numérique à l’aide du logiciel Simple Sondage. La collecte de données s’est déroulée du 1^er au 11 juin 2021. Les élèves ont été invités à répondre aux questions en se référant à leurs quatre dernières semaines de cours de musique. La chercheure était en classe pour administrer le questionnaire, donner les explications et répondre aux questions des participants afin de s’assurer d’une présentation uniforme du questionnaire entre les groupes. Les élèves ont bénéficié de 30 minutes pour remplir le questionnaire.

Participants

L’échantillon de type non probabiliste est constitué de 164 élèves de 9 groupes-classes différents et comprend 72 élèves de 3^e année (3 groupes), 38 élèves de 4^e année (2 groupes), 27 élèves de 5^e année (2 groupes) et 27 élèves de 6^e année (2 groupes) (M = 9,8, ET = 1,2), 93 filles (57 %) et 71 garçons (43 %). Seulement trois élèves en étaient à leur première année de participation au programme et trois en étaient à leur deuxième année. La majorité y participe depuis trois ans et plus. Le violon est l’instrument principal le plus fortement représenté (46 %), suivi du piano (30 %) et du violoncelle (24 %). 79 % des parents indiquent avoir suggéré à leur enfant de participer au PPP alors que 21 % mentionnent que la demande venait de l’enfant.

Tableau 1 : Descriptif des participants.

Considérations éthiques

Le consentement d’un tuteur légal a été exigé pour chaque participant mineur. La participation des élèves était volontaire. Ils avaient également la possibilité de se retirer à tout moment du processus. Les données recueillies par cette étude ont été traitées de manière entièrement confidentielle. Ce projet a été approuvé par le Comité d’éthique de la recherche – Éducation et sciences sociales de l’université de la chercheure principale le 12 avril 2021 (2021-2847).

 

Résultats

Afin de décrire le bien-être en classe des élèves inscrits à un PPP en Arts-études en musique, des tests univariés de comparaison de moyennes (test t de Student et analyse de la variance) ont été réalisés. Afin de nous assurer de respecter les postulats d’analyse, nous avons tout d’abord vérifié les courbes de distribution de chacune des échelles à l’aide du coefficient d’aplatissement (Kurtosis) et du coefficient d’asymétrie. Pour l’ensemble des échelles, l’asymétrie se situe entre 0,05 et 0,74 et le Kurtosis entre 0,00 et 0,86. Toutefois, puisque notre échantillon est supérieur à 100, nous avons préféré nous référer aux diagrammes à bandes pour estimer la normalité d’une distribution comme recommandé par Barbara G. Tabachnick et Linda S. Fidell (2007). Toutes les courbes démontrent une normalité acceptable. Dans un premier temps, les variables contributives (Genre et Niveau scolaire) ont été considérées. Dans un deuxième temps, l’effet de la variable de processus (Origine de la demande) sur le bien-être en classe des élèves et son interaction avec les variables contributives a été mesuré à l’aide d’analyses de la variance factorielles.

Concernant les pointages moyens des échelles du MLSS, calculées sur une possibilité de 5, ceux des échelles Plaisir (M = 3,88, ET = 0,85), Satisfaction (M = 3,81, ET = 0,83) et Estime de soi (M = 3,95, ET = 0,75) sont les échelles qui ont obtenu un pointage le plus élevé. La moyenne de l’échelle Motivation (M = 3,71, ET = 0,66) est légèrement plus basse que celle des autres. Le pointage moyen de l’échelle du Sentiment d’efficacité personnelle (M = 3,30, ET = 0,81) est le plus bas des cinq échelles du MLSS. Finalement, la perception du climat d’appartenance, qui est calculée sur un maximum de 4, est plutôt positive (M = 3,13, ET = 0,81). Le tableau 1 présente les moyennes et l’écart type pour chaque échelle ainsi que chaque item. Les items 15, 17, 18, 19 et 20 sont inversés. Leur pointage respectif a donc été calculé en conséquence lors des analyses et apparaît une fois ce calcul fait dans le tableau. Toutes ont satisfait les critères (α > 0,70). Seule l’échelle du Sentiment d’efficacité personnelle présente un indice de fiabilité en dessous du seuil d’acceptabilité (α = 0,54). Pour cette raison elle n’a pas été utilisée comme variable dépendante dans les analyses paramétriques suivantes.

En comparant les moyennes des élèves participants (N = 164) selon le Genre à l’aide du test t de Student, on constate une différence significative de petite taille entre les groupes au regard des sous-échelles Plaisir (t(163) = 2,02, p = ,045, d = ,32) et Motivation (t(163) = 2,30, p = ,022, d = ,32). En effet, les filles rapportent un taux significativement plus élevé de Plaisir (M = 3,99, ET = 0,82) que les garçons (M = 3,73, ET = 0,88). Il en est de même pour la Motivation. Les filles semblent plus motivées (M = 3,82, ET = 0,68) que les garçons (M = 3,57, ET = 0,75). Le tableau 2 présente le détail des résultats du test t de Student. Aucune différence significative n’a été observée sur la Satisfaction (t(163) = 1,72, p = ,088, d = ,27), l’Estime de soi (t(163) = 0,18, p = ,855, d = ,03) et le Climat d’appartenance (t(163) = 1,73, p = ,354, d = ,72). 

Tableau 2 : Mesure de bien-être des élèves – moyennes et écarts types par item et par échelle du questionnaire aux élèves.

Tableau 3 : Comparaison des échelles selon les genres.

Afin de déterminer s’il existe des différences en fonction des niveaux scolaires, une analyse de variance unidimensionnelle (anova) a été effectuée. Pour chaque manipulation statistique, le test de Levene a été considéré et a déterminé le choix des tests t (selon variances égales ou non) ou des tests Post Hoc dans le cas des anova. En comparant les moyennes des échelles selon le niveau scolaire, on remarque des différences significatives pour les quatre échelles du MLSS (p < ,007) et le Climat d’appartenance (p = ,004). Puisque les variances sont homogènes, mais que les groupes sont inégaux, les comparaisons multiples ont été réalisées avec le test Post Hoc de Hochberg (Field [2000]2018) pour assurer la puissance statistique. Les comparaisons révèlent une différence significative en fonction du Niveau scolaire pour l’échelle du Plaisir (F(3,160) = 4,20, p = ,007, η² = 0,073), de la Satisfaction rapportée des élèves (F(3,160) = 9,43, p < ,001, η² = 0,150), de la Motivation (F(3,160) = 12,07, p < ,001, η² = 0,184), de l’Estime de soi (F(3,160) = 6,40, p < ,001, η² = 0,107) et du Climat d’appartenance (F(3,160) = 4,56, p = ,004, η² = 0,079).

Les élèves de 3^e (M = 3,91, ET = 0,79), de 4^e (M = 4,06, ET = 0,84) et de 5^e années (M = 4,04, ET = 0,84) rapportent une expérience significativement plus plaisante que les élèves de 6^e année (M = 3,38, ET = 0,89). Les élèves de 6^e se démarquent aussi avec une Satisfaction (M = 3,11, ET = 0,90), une Motivation (M = 3,14, ET = 0,70) et une estime de soi (M = 3,41, ET = 0,79) significativement plus basses que les élèves de tous les autres niveaux. Finalement, les élèves de 6^e année (M = 7,89, ET = 2,42) ont une perception moins positive du climat d’appartenance que ceux de 4^e (M = 3,27, ET = 0,65) et 3^e année (M = 3,23, ET = 0,82). Le tableau 3 présente le pointage moyen par niveau scolaire, l’écart type et le résultat de l’ANOVA.

Afin de vérifier si le bien-être en classe des élèves peut être influencé par l’interaction entre les variables Genre, Niveau scolaire et l’Origine de la demande d’inscription, nous avons réalisé des anova factorielles. Étant donné la taille de notre échantillon et pour assurer une puissance statistique discriminante, les élèves ont été regroupés par cycle (2^e cycle = 3^e et 4^e années ; 3^e cycle = 5^e et 6^e années) plutôt que par niveau scolaire. Les variables Genre (fille, garçon), Cycle (2^e cycle, 3^e cycle) et l’Origine de la demande d’inscription (demande de l’enfant, suggestion des parents) ont été utilisées comme variables indépendantes. Les échelles Plaisir, Satisfaction, Motivation, Estime de soi et Climat d’appartenance ont été utilisées comme variables dépendantes. Les croisements suivants ont été utilisés : 1) Cycle et Genre, 2) Genre et Origine et 3) Cycle et Origine.

Tableau 4 : Comparaison des échelles selon le Niveau scolaire.

Un effet principal de petite taille du Genre a été trouvé sur l’échelle du Plaisir (F(3,160) = 4,83, p = 0,029, η² = 0,029), de la Satisfaction (F(3,160)  = 4,09, p = ,045, η² = 0,025), du Climat d’appartenance (F(3,160) = 4,680, p = ,035, η² = 0,028) et de la Motivation (F(3,160) = 7,67, p = ,006, η² = 0,046). Un effet principal de taille moyenne du Cycle a été trouvé pour l’échelle de la Satisfaction (F(3,160) = 18,71, p < ,001, η² = 0,105). Un effet principal de grande taille du Cycle a été trouvé pour l’échelle de la Motivation (F(3,160) = 27,19, p < ,001, η² = 0,145) et un effet principal de petite taille sur le Climat d’appartenance (F(3,160) = 9,18, p = ,003, η² = 0,054) et sur l’Estime de soi (F(3,160) = 8,99, p = ,003, η² = 0,053). En examinant l’effet des variables Cycle et Genre, aucune interaction significative n’a été trouvée (Plaisir : F(3,160) = 4,45, p = ,506, η² = 0,003 ; Satisfaction : F(3,160) = 0,30, p = ,586, η² = 0,002 ; Motivation : F(3,160) = 0,63, p = ,430, η² = 0,004 ; Estime de soi : F(3,160) = 0,48, p = ,490, η² = 0,003 ; Climat d’appartenance : F(3,160) = 1,40, p = ,238, η² = 0,009).

Lorsque l’on examine l’effet du Genre et de l’Origine de la demande, on ne constate aucun effet principal du Genre sur les échelles Plaisir, Satisfaction, Motivation, Estime de soi et Climat d’appartenance (Plaisir : F(3,160) = 0,02, p= ,908, η² = 0,021 ; Satisfaction : F(3,160) = 0,002, p = ,962, η² < 0,001 ; Motivation : F(3,160) = 0,41, p = ,707, η² = 0,001 ; Estime de soi : F(3,160) = 0,19, p = ,662, η² = 0,001 ; Climat d’appartenance : F(3,160) = 0,07, p = ,798, η² < 0,001) et aucun effet principal de l’Origine de la demande sur les échelles Plaisir, Satisfaction, Motivation, Estime de soi et Climat d’appartenance (Plaisir : F(3,160) = 0,45, p = ,623, η² = 0,312 ; Satisfaction : F(3,160) = 0,09, p = ,770, η² = 0,001 ; Motivation : F(3,160) = 1,25, p = ,266, η² = 0,008 ; Estime de soi : F(3,160) = 1,37, p = ,243, η² = 0,009 ; Climat d’appartenance : F(3,160) = 0,79, p = ,374, η² = 0,005).

Toutefois, on remarque une interaction significative de petite taille entre les variables Genre et Origine de la demande sur les échelles Plaisir (F(3,160) = 5,01, p = ,027, η² = 0,030), Satisfaction (F(3,160) = 5,49, p = ,020, η² = 0,033) et Motivation (F(3,160) = 4,47, p = ,031, η² = 0,029) (voir tableau 5). Lorsque la suggestion vient des parents, on remarque une différence significative entre les garçons et les filles pour les échelles Plaisir (t(128) = 2,78, p= ,006, d = ,49), Satisfaction (t(104,13) = 2,55, p = ,012 d = 0,46) et Motivation (t(128) = 2,89, p = ,005, d = ,51). En revanche, lorsque la demande vient de l’enfant, nous n’observons aucune différence significative entre les genres pour aucune des échelles (voir tableau 6). Les garçons rapportent significativement moins de plaisir (t(70) = 2,38, p = ,020, d = ,71) et de motivation (t(70) = 2,09, p = ,040, d = ,63) lorsque la suggestion vient des parents que lorsque la demande vient de l’enfant (voir tableau 7). Chez les filles, les différences selon l’Origine de la demande sont non significatives (p > ,404) (voir tableau 7). Les tableaux 5, 6 et 7 détaillent l’interaction entre les variables Genre et Origine de la demande.

Tableau 5 : Effet de l’interaction des variables Genre et Origine sur le Plaisir, la Satisfaction et la Motivation.

Tableau 6 : Comparaisons des échelles Plaisir, Satisfaction et Motivation selon l’Origine de la demande et le Genre.

Tableau 7 : Comparaisons des échelles Plaisir et Motivation selon le Genre et l’origine de la demande.

Finalement, comme démontré dans les analyses précédentes, nous remarquons un effet principal de grande taille du cycle sur l’échelle Motivation (F(12,45), p < ,001, η² = 0,072) et des effets de taille moyenne sur les échelles Satisfaction (F(10,38), p = ,002, η² = 0,061), Estime de soi (F(6,47), p = ,012, η² = 0,039) et Climat d’appartenance (F(4,93), p = ,028, η² = 0,030). Dans tous les cas, les élèves du deuxième cycle ont obtenu des pointages plus élevés que ceux du troisième cycle. En revanche, aucune interaction significative n’a été trouvée entre les variables Cycle et Origine.

 

Discussion

Cette étude avait pour but de décrire le bien-être en classe des élèves du primaire inscrits à un PPP en Arts-études. Quelques faits saillants ressortent. En premier lieu, les résultats démontrent des différences selon le genre. Il appert que les filles rapportent davantage de plaisir et de motivation que les garçons. En deuxième lieu, le bien-être des élèves de 6^e année semble significativement plus bas que ceux des élèves des autres niveaux scolaires. En dernier lieu, les analyses révèlent également que l’Origine de la demande d’inscription des élèves agit comme modérateur de l’effet du Genre et du Niveau scolaire sur le bien-être en classe ; les garçons de 6^e année, dont les parents avaient suggéré la participation au programme intensif, ayant des résultats plus faibles sur les échelles du plaisir, de la satisfaction et de la motivation.

Les participants de cette étude indiquent éprouver du plaisir et semblent satisfaits de leur cours de musique. Ils rapportent être particulièrement contents que leurs parents approuvent leur participation au programme et démontrent une motivation assez élevée. Ils ont une perception de leur climat d’appartenance à la classe plutôt élevé. Leur désir de s’améliorer n’apparaît pas pour autant être motivé par un désir de répondre aux attentes de leur enseignante ou de leurs parents.

Différences selon le genre

Contrairement aux résultats obtenus pas les auteurs originaux du MLSS (Rife et al. 2001), les filles de notre échantillon rapportent éprouver plus de plaisir et être plus motivées par leur cours de musique que les garçons. À cet effet, plusieurs auteurs soulignent que les filles auraient une attitude significativement plus favorable que les garçons face à leur cours de musique au primaire (Croucher et Reid 1981 ; Pogonowski 1985). Cela pourrait s’expliquer du fait que les garçons auraient plus de difficultés que les filles à se conformer aux exigences scolaires (Samdal et al. 1999).

Différences selon le niveau scolaire

Il semble que, conformément aux écrits scientifiques (Croucher et Reid 1981 ; Pogonowski 1985 ; Rife et al. 2001), plus le niveau scolaire est élevé, plus le plaisir, la satisfaction, la motivation et l’estime de soi sont bas. Dans le cas présent, les élèves de 6^e année ont obtenu des pointages significativement plus faibles pour toutes les échelles du MLSS que tous les autres niveaux scolaires. De fait, bien que contraires à ceux des auteurs originaux du MLSS (Rife et al. 2001) et d’autres auteurs ayant étudié cette question (Hospital et al. 2018 ; Morin 2014 ; Osborne et al. 2015), ces résultats étaient attendus puisque le niveau de bien-être général des élèves du primaire tend à décroître lorsque les enfants avancent en âge (Andolfi et al. 2017 ; Buzaud et al. 2019 ; Gregory et al. 2019). Cette dévaluation est d’ailleurs habituellement marquée pour les mesures de satisfaction et d’appartenance (Andolfi et al. 2017 ; Gregory et al. 2019). Cette baisse de satisfaction fréquemment observée pourrait s’expliquer par l’augmentation des exigences scolaires et la diminution de l’intérêt des élèves envers l’école habituellement marquée à la préadolescence (Guimard et Florin 2017). Cette étape transitoire vers l’adolescence est également une période de vulnérabilité et d’insécurité amenant les jeunes à se redéfinir et à choisir de nouveaux intérêts (Guillon et Crocq 2004). Ces changements naturels pourraient influencer la perception qu’ils ont de leur bien-être et de ses indicateurs.

Par ailleurs, Hospital et al. (2018), Morin (2014) et Osborne et al. (2015) rapportent que le sentiment d’appartenance des élèves augmenterait avec le temps de participation aux programmes musicaux inspirés d’El Sistema. Bien que nous n’ayons pas mesuré l’évolution du sentiment d’appartenance dans le temps, nous constatons que les élèves de 6^e année de notre étude rapportent une perception du climat d’appartenance à la classe significativement inférieure à celui des élèves de 3^e et de 4^e année. Puisque peu d’élèves se joignent au programme à mi-parcours, ces différences pourraient indiquer la présence d’une tendance à décroître avec le nombre d’années de participation. Les particularités des programmes inspirés d’El Sistema, dont la situation socioéconomique défavorisée des participants et les objectifs pédagogiques visant la promotion du développement social de l’enfant, pourraient expliquer ces résultats. En effet, les participants de notre étude ne sont pas issus de milieux socioéconomiques défavorisés et les orientations pédagogiques des PPP visent à enrichir la formation musicale des élèves de sorte à favoriser l’accessibilité aux études supérieures en arts (MÉQ 2022b). L’effet de la participation à des programmes musicaux sur le sentiment d’appartenance, voire les relations sociales, pourrait ainsi différer en fonction des orientations pédagogiques préconisées et du milieu socioéconomique des participants.

L’effet modérateur de l’origine de la demande

L’Origine de la demande d’inscription au PPP a été collectée auprès des parents par l’entremise du questionnaire sociodémographique. Bien qu’aucun effet principal de cette variable n’ait été constaté sur le bien-être des élèves, l’Origine de la demande semble influencer différemment le bien-être des élèves en fonction du genre et du niveau scolaire.

Il semble que l’Origine de la demande d’inscription interfère avec le Plaisir, la Satisfaction et la Motivation des enfants en fonction du Genre. Lorsque l’Origine de la demande relève des parents, les garçons rapportent significativement moins de Plaisir, de Satisfaction et de Motivation que les filles. Cependant, lorsque ce sont les enfants qui ont fait la demande de participer au programme, les garçons rapportent des pointages significativement plus haut que les filles. Toutefois, seuls le Plaisir et la Motivation des garçons semblent significativement influencés par l’Origine de la demande. L’absence de différence significative chez les filles au regard de la Motivation et de la Satisfaction en fonction de l’Origine de la demande pourrait s’expliquer par la socialisation de genre ; le conditionnement social des filles les portant à se conformer plus « naturellement » aux attentes des adultes (Mieyaa, Rouyer et Le Blanc 2012).

 

Limites de la recherche

Au terme de ce travail, nous devons soulever quelques forces et limites méthodologiques ayant contraint nos analyses. En premier lieu, une limite s’impose concernant notre échantillon. En plus des spécificités sociodémographiques (programme Arts-études, milieu socioéconomique plutôt favorisé) de nos participants, lorsqu’un échantillon est composé de participants volontaires et non probabiliste, la généralisation des résultats n’est pas possible (Beaud [1984]2016).

En second lieu, les échelles utilisées pour la construction du questionnaire destiné aux élèves étaient toutes préalablement validées. Toutefois, le MLSS a été traduit de l’anglais spécifiquement pour ce projet. En dépit de la technique de traduction utilisée assurant la qualité et la rigueur de la démarche, la validité de l’instrument pourrait être affectée. L’instrument ayant été créé pour des élèves de 9 à 12 ans, les items à traduire ne présentaient pas de vocabulaire ou de concept complexe pouvant laisser place à interprétation. Par ailleurs, la consistance interne de chaque échelle a été mesurée. Toutes ont satisfait les critères (α > 0,70) à l’exception de l’échelle du sentiment d’efficacité. Pour cette raison, nous avons choisi de ne pas utiliser cette mesure pour l’analyse statistique des données. Or, le sentiment d’efficacité personnelle est un concept clé en ce qui a trait à l’anxiété de performance et le bien-être qui peut être soutenu par l’action pédagogique (Parent et St-Louis 2020 ; Rousseau et Espinosa 2018). L’utilisation du MLSS mériterait donc d’être complétée d’une mesure supplémentaire palliant cette limite. Finalement, puisque l’intérêt a été uniquement rapporté par le parent, l’information gagnerait à être comparée à l’opinion des enfants, par exemple, en intégrant un item à cet égard dans le questionnaire destiné aux élèves.

 

Apport et recommandations

La présente étude est, à notre connaissance, la première conduite au Québec visant à décrire le bien-être en classe des élèves inscrits à un programme Arts-études en musique. Qui plus est, contrairement aux études recensées rapportant l’effet de la participation à des programmes musicaux, trois types de variables ont été considérées : des variables contributives (Genre et Niveau scolaire), résultantes (indicateurs du PERMA), mais également des variables de processus (l’Origine de la demande d’inscription) (Jayawickreme, Forgeard et Seligman 2012). Les différences observées confirment la pertinence de considérer cet ensemble de variables afin de décrire justement le bien-être des élèves. En outre, l’écart significatif entre les pointages des élèves de 6^e année et de ceux des autres niveaux scolaires suggère que le bien-être en classe de musique serait, tout comme le bien-être général des enfants du même âge, lui aussi sujet à l’influence du niveau scolaire. À cet effet, la théorie du bien-être de Seligman (2012) appert être une avenue théorique prometteuse afin de rendre compte du bien-être des élèves en classe.

Par ailleurs, les différences significatives qui ressortent des analyses comparatives soulignent l’importance de s’attarder à la motivation des élèves de 6^e année et spécifiquement à celle des garçons qui répondent à une demande des parents. La faible motivation pourrait indiquer que la motivation des garçons ne soit pas intrinsèque, mais qu’elle soit plutôt la réponse à une « exigence » du parent. Cette faible motivation pourrait être également en réponse aux exigences des enseignants. Suivant cette idée, il vaut de reconnaître que la répétition d’erreurs et le travail de correction qu’implique l’acquisition de compétences musicales (Bamberger 2006) influencent la perception des apprenants de leur compétence ainsi que leur motivation à poursuivre cet apprentissage (Wigfield et al. 1997). D’ailleurs, l’échelle du sentiment d’efficacité personnelle est celle pour laquelle les participants de notre étude ont obtenu le plus bas pointage (M = 3,30, ET = 0,81), suivi de celle de la motivation (M = 3,71, ET = 0,72).

 

Conclusion

Notre étude démontre, de façon générale, que les164 élèves du primaire inscrits à un PPP éprouvent un niveau de bien-être plutôt modéré en cours de musique. Ils rapportent éprouver du plaisir, être motivés et avoir un sentiment d’efficacité personnelle modéré et une haute estime de soi.

Le bien-être en classe de ces élèves est principalement influencé par le genre et le niveau scolaire des élèves. L’origine de l’intérêt à prendre part au PPP (demande de l’enfant ou suggestion du parent) serait un modérateur de ces effets permettant de nuancer les différences observées selon le genre le niveau scolaire de l’élève.

Finalement, à la lumière de notre étude, il appert d’une part que le bien-être des élèves, conformément à ce qui est proposé par Jayawickreme, Forgeard et Seligman (2012), gagne à être étudié en considération non seulement des variables contributives (caractéristiques des élèves) et des variables résultantes (indicateurs/mesures), mais en tenant compte également de l’influence des variables de processus (intérêt et autre valeur) à titre de modérateurs. Cette avenue pourrait permettre d’explorer la présence de trajectoires et de profils d’apprenants distincts pouvant ainsi contribuer au développement de pratiques adaptées aux besoins spécifiques de l’élève. D’autre part, Ed Diener et al. (1999) proposent que la mesure du bien-être soit la somme des affects positifs de laquelle seraient déduits les affects négatifs. En contexte musical, le stress et l’anxiété de performance musicale apparaissent être deux affects négatifs pouvant ainsi avoir un impact majeur sur le niveau de bien-être des élèves (Kenny 2016). Ainsi, le questionnaire Scale of Positive and Negative Experience (SPANE, Diener et al. 2010 ; Martin-Krumm et al. 2017), qui comporte 12 items (6 qui servent à mesurer la fréquence des émotions positives et 6 qui servent à mesurer la fréquence des émotions négatives) pourrait être un complément intéressant au MLSS.

Cette recherche a été rendue possible grâce au support financier de l’Observatoire interdisciplinaire de création et de recherche en musique.

 

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RMO_vol.9.2_Tardif_Boucher_Lane

 

 

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Citation

• Référence papier (pdf)

Catherine Tardif, Hélène Boucher et Julie Lane, « Bien-être en classe de musique d’élèves du primaire inscrits à un programme Art-études », Revue musicale OICRM, vol. 9, n^o 2, 2022, p. 83-101.

• Référence électronique

Catherine Tardif, Hélène Boucher et Julie Lane, « Bien-être en classe de musique d’élèves du primaire inscrits à un programme Art-études », Revue musicale OICRM, vol. 9, n^o 2, 2022, mis en ligne le 27 décembre 2022, https://revuemusicaleoicrm.org/rmo-vol9-n2/bien-etre-en-classe-de-musique/, consulté le…

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Autrices

Catherine Tardif, Université de Montréal

Catherine Tardif est chargée de cours à l’Université de Montréal et à l’Université du Québec à Montréal. Après son baccalauréat en enseignement de la musique, elle enseigne dans les écoles primaires. Elle poursuit ensuite une formation en pédagogie Dalcroze, fonde une école de musique et signe un album pour enfants jumelé à un cahier d’animation pédagogique. Après une maîtrise en sciences de l’éducation à l’Université de Sherbrooke, elle poursuit ses études au doctorat en psychopédagogie à l’Université de Montréal. Ses travaux portent sur l’anxiété de performance musicale, le bien-être des élèves et les relations enseignant.es spécialistes/élève au primaire.

Hélène Boucher, Université du Québec à Montréal

Hélène Boucher est professeure en pédagogie musicale à l’Université du Québec à Montréal. Parallèlement à sa formation académique, elle a enseigné la musique pendant plus de 15 ans, tant au préscolaire qu’au primaire. Elle est certifiée pour enseigner la formation Kodály par l’organisation américaine des éducateurs Kodály. Elle a reçu plusieurs prix pour l’excellence de son enseignement tant au primaire qu’à l’université. Ses recherches portent sur l’anxiété de performance musicale chez les jeunes; sur l’adaptation culturelle, en français pour le Québec, de l’approche Kodaly ; sur les jeux musicaux de cours d’école comme outil pédagogique; et sur le rôle de la musique dans le développement socio-émotionnel en petite enfance.

Julie Lane, Université de Sherbrooke

Julie Lane est professeure spécialisée en transfert des connaissances à l’Université de Sherbrooke. Elle est également Directrice du Centre RBC d’expertise universitaire en santé mentale. Elle a œuvré à titre de gestionnaire de projets pendant 15 années dans le réseau de la santé où elle a piloté des projets d’envergure en transfert des connaissances pour le ministère de la Santé et des Services sociaux. Elle a obtenu différents prix au cours de sa carrière dont le prix du Mérite estrien pour ses projets en santé mentale jeunesse récemment et le Prix Méritas –Hommage en prévention du suicide de l’Association québécoise en prévention du suicide.