Introduction
Selon la cinquième édition du Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux (DSM-5), le terme » dissociation » est utilisé pour identifier la » perturbation de/ou la discontinuité de l’intégration normale de la conscience, de la mémoire, de l’identité, de l’émotion, de la perception, de la représentation corporelle, du contrôle moteur et du comportement. »1 De plus, le DSM-5 précise que « les symptômes dissociatifs peuvent potentiellement perturber tous les domaines du fonctionnement psychologique ».1 Malgré cette définition, il n’y a toujours pas d’accord sur de nombreux aspects de la dissociation, tels que la conceptualisation, l’interprétation et la catégorisation, des expériences et des symptômes dissociatifs2.-4
L’existence de différentes formes d’expériences dissociatives a été suggérée, depuis les expériences dissociatives normales, telles que les symptômes d’absorption/imagination, jusqu’aux expériences dissociatives pathologiques, telles que les phénomènes de dépersonnalisation/déréalisation et l’amnésie dissociative.3-5 En outre, il a été proposé de distinguer les phénomènes pathologiques dissociatifs dans les deux catégories principales suivantes, avec des définitions, des mécanismes et des implications thérapeutiques différents : le détachement et la compartimentation.5,6 Le détachement est défini par l’expérience subjective d’un « état de conscience altéré, caractérisé par un sentiment de séparation (ou de détachement) de certains aspects de l’expérience quotidienne, qu’il s’agisse du corps (comme dans les expériences extracorporelles), du sentiment de soi (comme dans la dépersonnalisation) ou du monde extérieur (comme dans la déréalisation) « 5 La compartimentation est caractérisée par une défaillance partielle ou complète : « Cette définition fait référence aux « conditions caractérisées par une incapacité à amener des informations normalement accessibles à la conscience (par exemple, l’amnésie dissociative), qui peuvent également être considérées comme un problème de contrôle ».5
L’échelle des expériences dissociatives (DES)7 est l’un des instruments les plus couramment utilisés pour étudier les différents types de symptômes dissociatifs dans des échantillons cliniques et non-cliniques.8 Il se compose de 28 items qui évaluent la fréquence et la sévérité d’un large éventail d’expériences dissociatives à l’aide d’une échelle visuelle analogique en onze points (0%-100%).
Bien que le DES ait montré une excellente validité convergente avec d’autres questionnaires d’expériences dissociatives et une excellente validité prédictive avec les troubles dissociatifs,8 les analyses factorielles ont détecté des résultats contradictoires. Même si une structure à trois facteurs (c’est-à-dire les dimensions d’absorption, d’amnésie et de dépersonnalisation-déréalisation) a été constamment documentée,9-12 d’autres études ont également rapporté des modèles à un facteur,13-15 à deux facteurs,16-18 à quatre facteurs,19-22 et à sept facteurs.23
Bien que la version italienne du DES soit largement utilisée, à notre connaissance, aucune étude n’a examiné les dimensions de détachement et de compartimentation du DES dans un grand échantillon de personnes psychiatriques et non psychiatriques. Fabbri et al,15 comparant l’adéquation des modèles à un, deux et trois facteurs chez 364 adultes non psychiatriques, ont rapporté une meilleure adéquation pour le modèle à un facteur. Une solution à un facteur a également été rapportée par Mazzotti et Cirrincione chez 330 étudiants italiens de premier cycle.13 Récemment, Garofalo et al17 ont obtenu un modèle à deux facteurs dans un échantillon de 122 détenus et 198 participants communautaires. Bien que les auteurs aient suggéré que ces deux facteurs puissent refléter les phénomènes de détachement et de compartimentation, les items du DES n’ont pas été catégorisés dans les expériences dissociatives de détachement et de compartimentation.
Par conséquent, les objectifs de cette étude étaient d’étudier 1) la capacité du DES à capter les expériences dissociatives de détachement et de compartimentation, 2) la généralisation de la solution factorielle à travers un large échantillon de sujets psychiatriques et non psychiatriques, et 3) les propriétés psychométriques de la version italienne du DES.
Participants et méthodes
Participants
Les participants étaient 780 patients italiens référés pour le traitement de troubles psychiatriques (546 femmes et 222 hommes ; âge moyen : 39,2±13,91 ans) et 2 303 sujets inscrits dans des milieux non psychiatriques (1 857 femmes et 546 hommes ; âge moyen : 30,3±14,17 ans). L’échantillon psychiatrique comprenait 1) 212 patients externes de six centres publics de santé mentale à Rome, en Italie, et 2) 568 patients internes d’une clinique de soins de santé mentale à Vicenza, en Italie. Les patients ont été consécutivement adressés aux centres, dans des situations non urgentes, entre 2007 et 2010. Le taux de réponse des patients était de 98,7 %.
L’échantillon non psychiatrique a été obtenu en administrant le DES à 1) des étudiants de premier cycle (N=1 358) inscrits à l’école de psychologie de l’université de Chieti, en Italie ; 2) un échantillon consécutif d’adultes qui se sont adressés d’eux-mêmes à une clinique externe de dermatologie à Rome, en Italie (N=491 ; taux de réponse, 88.8 %) ; 3) femmes consultées dans des centres de soins gynécologiques ambulatoires à Rome, Italie (N=145 ; taux de réponse, 72,5 %) ; 4) patients atteints de cancer et leurs soignants, suivant un traitement de chimiothérapie dans un centre de cancérologie à Rome (N=122 et N=145 ; taux de réponse, 91,8 % et 96,7 %, respectivement) ; et 5) employés de compagnies aériennes (N=42 ; taux de réponse, 72,4 %). Pour l’échantillon non psychiatrique, nous avons choisi de collecter des données dans différents milieux afin d’éviter les biais d’échantillonnage (c’est-à-dire se concentrer sur un groupe spécifique, comme les étudiants de premier cycle).
Les critères d’inclusion étaient l’âge ≥18 ans et le fait de parler italien. Les critères d’exclusion étaient l’incapacité de compléter l’évaluation pour quelque raison que ce soit (ie, temps insuffisant/volonté) et/ou le refus de fournir un consentement éclairé. Les participants à l’étude ont contribué volontairement et anonymement après avoir donné leur consentement éclairé. Aucune compensation n’a été accordée pour la réalisation des évaluations. Un consentement éclairé écrit a été obtenu de tous les participants après leur avoir fourni des informations complètes sur l’objectif de l’étude. La collecte des données a été effectuée sur chaque site conformément aux directives approuvées par le comité d’éthique médicale respectif afin de garantir l’anonymat et la confidentialité, en utilisant des identifiants codés uniques. La recherche a été approuvée par les comités d’éthique de l’Université Sapienza et de l’Université européenne de Rome.
Procédure
Tous les participants ont reçu les versions italiennes du DES13 et une liste de contrôle évaluant les caractéristiques démographiques (c’est-à-dire le sexe et l’âge) et cliniques (c’est-à-dire l’état rapporté par le patient et le temps écoulé depuis le diagnostic/les symptômes). Les patients psychiatriques ont été diagnostiqués à l’aide de l’entretien clinique structuré pour les troubles de l’axe I et de l’axe II du DSM-IV (SCID-I et SCID-II).24,25 Dans ce groupe uniquement, le SCID-D n’a été utilisé que lorsque le score DES était >25. Les données démographiques et cliniques de l’échantillon psychiatrique et non psychiatrique sont listées dans le tableau 1.26
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Tableau 1 Données démographiques et cliniques de l’échantillon psychiatrique et non psychiatrique |
Le DES est un inventaire auto-administré de 28 questions visant à mesurer la fréquence des expériences dissociatives7. Pour répondre aux questions du DES, les sujets indiquent le pourcentage de temps (donné par incréments de 10% allant de 0 à 100) où ils ont vécu l’expérience décrite.
La version italienne du DES,13 qui a été traduite en 1996 pour la première fois,15 a été utilisée dans cette étude. De bonnes propriétés psychométriques ont été rapportées dans la validation italienne, comme une bonne cohérence interne (α de Cronbach =0,90).13
Les items du DES sont censés refléter trois expériences dissociatives : 1) les expériences d’absorption ( » Certaines personnes trouvent que lorsqu’elles regardent la télévision ou un film, elles sont tellement absorbées par l’histoire qu’elles ne sont pas conscientes des autres événements qui se produisent autour d’elles » ) ; 2) les expériences d’amnésie ( » Certaines personnes trouvent qu’elles n’ont aucun souvenir de certains événements importants de leur vie » ) ; et 3) les expériences de dépersonnalisation-déréalisation ( » Certaines personnes ont l’expérience de sentir que leur corps ne semble pas leur appartenir » ).
Un sous-ensemble de huit items du DES, appelé DES-T, est considéré comme particulièrement sensible pour identifier la dissociation pathologique27. Le score total du DES-T est calculé en faisant la moyenne des items 3, 5, 7, 8, 12, 13, 22 et 27 du DES (« Certaines personnes ont l’expérience de se retrouver dans un endroit et n’ont aucune idée de comment elles sont arrivées là » ). Un score seuil de 15 est largement utilisé pour identifier les patients présentant une dissociation pathologique.28,29
Classification des items du DES par les experts
La méthode du jugement d’expert rassemble les opinions d’un groupe de 20 experts dans le but de produire une estimation précise et non biaisée. Tous les experts ont été sélectionnés pour leur expertise avec les patients dissociatifs, c’est-à-dire >20 ans de travail clinique avec des patients dissociatifs dans leur curriculum vitae. Un email détaillé avec l’objectif central de l’étude (ie, la capacité du DES à capter les expériences dissociatives de détachement et de compartimentage) a été envoyé par l’auteur principal (BF) à 25 experts dans le domaine des troubles dissociatifs. Deux d’entre eux ont refusé de participer, et trois d’entre eux n’ont pas répondu.
La méthode du jugement d’expert est une technique structurée impliquant une procédure en plusieurs étapes : 1) fourniture d’une définition écrite de la compartimentation et du détachement, conformément à Holmes et al, et d’un formulaire de réponse;5 2) évaluation par 20 experts psychiatriques seniors individuellement des items du DES et catégorisation de chacun d’eux comme suit : « C » pour la compartimentation, « D » pour le détachement, et « NC » pour la non-congruence avec C ou D ; et 3) enfin, la collecte et les analyses de l’estimation personnelle de l’expert.
Analyse statistique
La distribution de fréquence des réponses aux items individuels du DES a été étudiée pour l’asymétrie et l’aplatissement. La fiabilité en termes de cohérence interne des dimensions du DES a été examinée en calculant le α de Cronbach.
Une analyse factorielle confirmatoire (AFC), le modèle à trois facteurs selon le jugement des experts, a été réalisée. En particulier, ce modèle a été examiné dans un large échantillon de sujets psychiatriques et non psychiatriques.
La méthode des moindres carrés pondérés moyens et ajustés à la variance (WLS-MV) pour l’estimation des paramètres dans une distribution asymétrique (incluse dans le logiciel MPLUS 7.11) a été utilisée pour réaliser l’AFC30. La méthode WLS-MV fournit » des estimations des paramètres des moindres carrés pondérés en utilisant une matrice de poids diagonale avec des erreurs standard et une statistique de test chi-deux ajustée à la moyenne et à la variance qui utilise une matrice de poids complète « .30 Les solutions factorielles ont été évaluées au moyen d’indices de qualité d’ajustement disponibles dans MPLUS. Les valeurs <0,08 pour la racine carrée résiduelle standardisée et <0,05 pour l’approximation de l’erreur quadratique moyenne (RMSEA) sont considérées comme adéquates.31 Trois ensembles différents d’AFC ont été réalisés sur tous les échantillons (total, échantillon psychiatrique et échantillon non psychiatrique).
Des tests t sur échantillons indépendants (non appariés) ont été utilisés pour analyser les différences entre les groupes. Les coefficients rho de Spearman ont été rapportés comme mesures des associations entre les questionnaires DES-T et les facteurs DES.
Toutes les analyses statistiques ont été effectuées à l’aide de STATA, version 11.0 (StataCorp LP, College Station, TX, USA) et du logiciel MPLUS 6.11.
Résultats
Analyses descriptives préliminaires et classification des items du DES
Tous les items du DES ont présenté une distribution fortement non normale, avec une asymétrie allant de 0,05 à 5,08 (2,07±6,79) et un aplatissement allant de -0,70 à 30,18 (5,22±6,79). Ce phénomène est apparu dans les deux échantillons mais était particulièrement pertinent dans l’échantillon non psychiatrique, où la distribution des items présentait une asymétrie positive plus importante. En conséquence, pour tous les items sauf trois (items 15, 18 et 24), les sujets non psychiatriques ont obtenu des scores inférieurs statistiquement significatifs.
La classification des items du DES et le pourcentage d’accord des experts sont indiqués dans le tableau 2. Pour les expériences dissociatives de compartimentage, un pourcentage d’accord ≥85 a été rapporté pour neuf items du DES (par exemple, « Trouvé de nouveaux objets parmi les affaires mais sans se souvenir de les avoir achetés »). Pour les expériences dissociatives de détachement, un pourcentage d’accord ≥85 a été rapporté pour sept items du DES (ex : « Sentiment que le corps n’était pas le sien »).
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Tableau 2 Résultats de la classification des items du DES par 20 experts |
CFA
Comme indiqué dans le tableau 3, la solution à trois facteurs peut être soutenue à partir des indices d’ajustement dans tous les échantillons considérés (total, patients psychiatriques et sujets non psychiatriques). La RMSEA et la racine carrée résiduelle standardisée ont montré une excellente adéquation, bien au-delà du seuil suggéré de 0,06 et 0,08, respectivement, tandis que l’indice d’adéquation comparative (CFI) et l’indice de Tucker-Lewis (TLI) n’ont montré qu’une adéquation marginale. Une réponse possible vient de ce qui a été récemment souligné par David Kenny32, qui a noté que les valeurs du TLI et du CFI sont liées à la taille moyenne des corrélations dans les données (par exemple, le TLI ne sera pas très élevé lorsque la corrélation moyenne entre les variables n’est pas élevée). Il a également noté qu' »une règle empirique raisonnable consiste à examiner la RMSEA pour le modèle nul et à s’assurer qu’elle n’est pas inférieure à 0,158. Si le RMSEA pour le modèle nul est inférieur à 0,158, une mesure incrémentale de l’ajustement peut ne pas être aussi informative ».32
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Tableau 3 Indices d’ajustement de la solution à trois facteurs |
Dans les échantillons et sous-échantillons considérés au tableau 3, la RMSEA du modèle nul variait de 0,08 à 0,10, avec une moyenne de 0,09. Selon la suggestion de Kenny, alors les résultats du TLI et du CFI doivent être considérés avec prudence, car ils sont substantiellement non informatifs de l’ajustement du modèle.
Les estimations des charges factorielles des items dans les différents échantillons sont rapportées dans le tableau 4. La première pour la première échelle factorielle (que nous avons appelée « absorption non pathologique ») comprenait les items 1, 2, 10, et 14-26 ; la deuxième échelle factorielle (compartimentation) comprenait les items 3-6, 8, et 9 ; la troisième échelle factorielle (détachement) comprenait les items 7, 11-13, 27, et 28.
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Tableau 4 Charges factorielles des solutions à trois facteurs et corrélations entre les mesures |
Fiabilité des facteurs
Calculée à l’aide du α de Cronbach, la fiabilité du facteur « absorption non pathologique » était de 0,90. La fiabilité pour le facteur « compartimentation » était de 0,74. Enfin, la fiabilité pour le facteur « détachement » était de 0,84. Les coefficients de corrélation corrigés item-total variaient de 0,67 à 0,80.
Le tableau 5 montre le score total du DES et les scores des sous-échelles de compartimentalisation, de détachement et de DES non pathologique, ainsi que la moyenne et l’écart-type dans chaque catégorie. Comparés aux sujets non psychiatriques, les patients psychiatriques ont rapporté une compartimentation (11,02±14,26 vs 6,58±9,03 ; t1,003.08=8,15, P<0,001), un détachement (17.48±19,78 vs 7,46±12,40 ; t998,5=13,32, P<0,001), et les expériences dissociatives d’absorption (24,35±18,16 vs 20,34±14,78 ; t1,153.56=5,58, P<0,001). En outre, les patients souffrant de troubles dissociatifs ont rapporté une plus grande compartimentation (19,17±13,30 vs 9,08±13,16 ; t506=4,07, P<0,001), un détachement (34,58±24,43 vs 12.80±16.19 ; t30.62=4.82, P<0.001), et absorption d’expériences dissociatives (35.65±24.43 vs 19.81±15.61 ; t506=5.42, P<0.001) que les patients avec d’autres troubles de l’Axe I. Enfin, les patients avec un trouble de la personnalité borderline ont rapporté une compartimentation (15.93±16.84 vs 10.54±13.19 ; t269.98=2.96, P<0.01), un détachement (27.63±22.99 vs 18.94±20.11 ; t265.22=3.32, P<0.001), et absorption d’expériences dissociatives (35.47±21.04 vs 25.66±17.41 ; t268.93=4.21, P<0.001) que les patients présentant d’autres troubles de la personnalité.
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Tableau 5 Statistiques descriptives des sujets psychiatriques et non-psychiatriques |
Les corrélations (rho de Spearman) entre le score DES-T et le détachement et la compartimentation étaient respectivement de 0,86 (P<0,001) et 0,70 (P<0,001). Les corrélations (rho de Spearman) entre le score total DES et le détachement et la compartimentation étaient respectivement de 0,74 (P<0,001) et 0,73 (P<0,001). D’autres corrélations sont rapportées dans le tableau 4.
Discussion
Nos résultats étaient cohérents avec les données précédentes9-12 et soutenaient la structure à trois facteurs du DES, dans les échantillons cliniques et non cliniques. De plus, nos résultats ont montré que deux de ces facteurs du DES reflétaient adéquatement les expériences dissociatives de détachement et de compartimentation. Dans notre étude, les résultats de l’analyse factorielle se recoupent avec ceux de la procédure de classification experte : six des neuf items (items 3, 4, 5, 6, 8 et 9 ; par exemple, « Trouvé de nouveaux objets parmi ses affaires, mais sans se souvenir de les avoir achetés ») pour le facteur de compartimentation et cinq des sept items (items 7, 11, 12, 13 et 28 ; par exemple, « Sentiment et regard de soi comme si on regardait une autre personne ») pour le facteur de détachement. De plus, douze items avec un pourcentage d’accord des experts <85 ont également été pris par l’AFC comme absorption non pathologique.
Les analyses des facteurs et la classification des experts sont cohérentes avec les approches théoriques récentes et les suggestions précédentes selon lesquelles l’expérience dissociative peut être divisée en expériences pathologiques et non pathologiques et que la dissociation pathologique peut être classée en symptômes de détachement et de compartimentation.5,6 De plus, il existe une corrélation positive entre la dissociation pathologique mesurée par le DES-T, indépendamment du diagnostic psychiatrique, et les dimensions de détachement et de compartimentation.
Conformément aux données précédentes,5,8,33,34 dans l’échantillon de nos patients, les scores moyens du DES-compartmentalisation et du DES-détachement ont montré des différences entre les groupes de diagnostic. Par exemple, en accord avec Zanarini et al,34 les patients avec un trouble de la personnalité borderline ont rapporté des expériences dissociatives plus élevées (à la fois des symptômes pathologiques et non pathologiques) que les patients avec d’autres troubles de la personnalité. De plus, en accord avec des données précédentes,8 nos résultats ont montré que, bien que les expériences dissociatives soient largement représentées dans toutes les catégories diagnostiques, elles sont plus élevées chez les patients souffrant de troubles dissociatifs. Tous ces résultats nous amènent à considérer le DES comme un outil clinique utile pour distinguer les différentes formes de dissociation.
Les deux formes pourraient apparaître ensemble, mais il est possible que leur mécanisme pathogénique soit différent, même s’ils se chevauchent et/ou s’entremêlent.5,35-37 De plus, comme l’a déclaré Brown,6 différentes formes de problèmes dissociatifs nécessitent différents types de traitement et l’approche « taille unique » impliquée par le modèle unitaire de la dissociation pourrait être cliniquement trompeuse. Les symptômes de détachement bénéficient généralement des techniques de mise à la terre, de la modulation de l’excitation et de la prévention des déclencheurs de détachement;5,38 en même temps, les phénomènes de compartimentation nécessitent un traitement plus complexe basé sur l’intégration des fonctions et des contenus (c’est-à-dire les parties des personnalités, la représentation du corps et le contrôle).38,39
La généralisation des résultats comporte certaines limites. Premièrement, aucun autre questionnaire sur les expériences dissociatives n’a été utilisé. Deuxièmement, la stabilité test-retest n’a pas été étudiée. Troisièmement, une évaluation psychiatrique de l’échantillon non psychiatrique n’a pas été effectuée. Enfin, les opinions des experts ont été formées a priori, ce qui peut avoir influencé leur catégorisation. D’autre part, à notre connaissance, il s’agit de la première étude à examiner la structure factorielle du DES dans un large échantillon psychiatrique et non psychiatrique, en tenant compte des expériences dissociatives de compartimentation et de détachement.
Conclusion
Nos résultats ont montré que le DES pourrait être un outil valide pour les cliniciens afin d’évaluer la fréquence de plusieurs types d’expériences dissociatives, telles que la dissociation non pathologique et les dissociations pathologiques, comme le détachement et la compartimentation dans des contextes cliniques et non cliniques. Il fournit aux cliniciens des informations supplémentaires sur les expériences dissociatives ainsi que des indicateurs de traitement importants.
Divulgation
Les auteurs ne signalent aucun conflit d’intérêts dans ce travail.
|
American Psychiatric Association. Manuel diagnostique et statistique des troubles mentaux – DSM-5. 5e éd. Arlington, TX : American Psychiatric Publishing ; 2013. |
||
|
Cardena E, Bowman ES. Définir la dissociation (structurelle) : un débat. J Trauma Dissociation. 2011;12(4):413-415. |
||
|
Spiegel D, Loewenstein RJ, Lewis-Fernandez R, et al. Les troubles dissociatifs dans le DSM-5. Dépression Anxiété. 2011;28(12):E17-E45. |
||
|
Nijenhuis ER, Van der Hart O. Dissociation in trauma : a new definition and comparison with previous formulations. J Trauma Dissociation. 2011;12(4):416-445. |
||
|
Holmes EA, Brown RJ, Mansell W, et al. Y a-t-il deux formes qualitativement distinctes de dissociation ? Une revue et quelques implications cliniques. Clin Psychol Rev. 2005;25(1):1-23. |
||
|
Brown RJ. Différents types de « dissociation » ont des mécanismes psychologiques différents. J Trauma Dissociation. 2006;7(4):7-28. |
||
|
Bernstein EM, Putnam FW. Développement, fiabilité et validité d’une échelle de dissociation. J Nerv Ment Dis. 1986;174(12):727-735. |
||
|
van Ijzendoorn MH, Schuengel C. The measurement of dissociation in normal and clinical populations : meta-analytic validation of the Dissociative Experiences Scale (DES). Clin Psychol Rev. 1996;16(5):365-382. |
||
|
Carlson EB, Putnam FW, Ross CA, et al. Validité de l’échelle des expériences dissociatives dans le dépistage du trouble de la personnalité multiple : une étude multicentrique. Am J Psychiatry. 1993;150(7):1030-1036. |
||
|
Ross CA, Joshi S, Currie R. Dissociative experiences in the general population : a factor analysis. Hosp Community Psychiatry. 1991;42(3):297-301. |
||
|
Ruiz MA, Poythress NG, Lilienfeld SO, Douglas KS. Structure factorielle et corrélats de l’échelle des expériences dissociatives dans un grand échantillon de délinquants. Évaluation. 2008;15(4):511-521. |
||
|
Stockdale GD, Gridley BE, Balogh DW, Holtgraves T. Confirmatory factor analysis of single- and multiple-factor competing models of the dissociative experiences scale in a nonclinical sample. Assessment. 2002;9(1):94-106. |
||
|
Mazzotti E, Cirrincione R. La Dissociative Experiences Scale, esperienze dissociative in un campione di studenti italiani. . Giornale Italiano di Psicologia. 2001 ;(1):179-192. Italien. |
||
|
Bernstein IH, Ellason JW, Ross CA, Vanderlinden J. On the Dimensionalities of the Dissociative Experiences Scale (DES) and the Dissociation Questionnaire (DIS-Q). J Trauma Dissociation. 2001;2(3):101-120. |
||
|
Fabbri A, Bertin I, Cristante F, Colombo G. Un contributo alla standardizzazione della Dissociative Experiences Scale (DES) di Bernstein e Putnam. . Boll Psicol Appl. 1996;219:39-46. Italien. |
||
|
Larøi F, Billieux J, Defeldre AC, Ceschi G, Van der Linden M. Factorial structure and psychometric properties of the French adaptation of the Dissociative Experiences Scale (DES) in non-clinical participants. Eur Rev Appl Psychol. 2013;63(4):203-208. |
||
|
Garofalo C, Velotti P, Zavatti GC, et al. Sur la structure factorielle de l’échelle des expériences dissociatives : contribution avec une version italienne du DES-II. Psychiatr Psychol Klin. 2015;15(1):4-12. |
||
|
Olsen SA, Clapp JD, Parra GR, Gayle Beck J. Structure factorielle de l’échelle des expériences dissociatives : un examen à travers le statut d’agression sexuelle. J Psychopathol Behav Assess. 2013;35(3):394-403. |
||
|
Espirito Santo H, Abreu JL. Validation portugaise de l’échelle des expériences dissociatives (DES). J Trauma Dissociation. 2009;10(1):69-82. |
||
|
Amdur RL, Liberzon I. Dimensionality of dissociation in subjects with PTSD. Dissociation. 1996;9(2):118-124. |
||
|
Dunn GE, Ryan JJ, Paolo AM. Une analyse en composantes principales de l’échelle d’expériences dissociatives dans une population de toxicomanes. J Clin Psychol. 1994;50(6):936-940. |
||
|
Ray WJ, Faith M. Dissociative experiences in a college age population : follow-up with 1190 subjects. Pers Indiv Differ. 1995;18(2):223-230. |
||
|
Ray WJ, June K, Turaj K, Lundy R. Dissociative experiences in a college age population : a factor analytic study of two dissociation scales. Pers Indiv Differ. 1992;13(4):417-424. |
||
|
First MB, Spitzer RL, Gibbon M, Williams JBW. Entretien clinique structuré pour les troubles de l’axe I du DSM-IV – version patient (SCID-I/P). New York : New York Psychiatric Institute, Biometrics Research Department ; 1996. |
||
|
First MB, Gibbon M, Spitzer RL, Williams JBW, Benjamin LS. Entretien clinique structuré pour les troubles de la personnalité de l’axe II du DSM-IV, (SCID-II). Washington, DC : American Psychiatric Press, Inc. ; 1997. |
||
|
Steinberg M. Guide de l’intervieweur pour l’entretien clinique structuré pour les troubles dissociatifs du DSM-IV (SCID-D). Washington, D.C. : American Psychiatric Press ; 1994. |
||
|
Waller NG, Putnam FW, Carlson EB. Types de dissociation et types dissociatifs : une analyse taxométrique des expériences dissociatives. Psychol Methods. 1996;1(3):300-321. |
||
|
Ogawa JR, Sroufe LA, Weinfield NS, Carlson EA, Egeland B. Development and the fragmented self : longitudinal study of dissociative symptomatology in a nonclinical sample. Dev Psychopathol. 1997;9(4):855-879. |
||
|
Modestin J, Erni T. Testing the dissociative taxon. Psychiatry Res. 2004;126(1):77-82. |
||
|
Muthén B, Muthén L. Guide de l’utilisateur de Mplus. Sixième édition. Los Angeles, CA ; 2010. |
||
|
Kline RB. Principes et pratique de la modélisation par équations structurelles. 2e édition ed. New York : The Guilford Press ; 2005. |
||
|
David A Kenny. Mesurer l’adéquation du modèle. . 2015. Disponible à partir de : http://davidakenny.net/cm/fit.htm. Consulté le 27 avril 2016. |
||
|
Simeon D, Knutselska M, Nelson D, Guralnik O, Schmeidler J. Examen du taxon de la dissociation pathologique dans le trouble de dépersonnalisation. J Nerv Ment Dis. 2003;191(11):738-744. |
||
|
Zanarini MC, Ruser TF, Frankenburg FR, Hennen J, Gunderson JG. Facteurs de risque associés aux expériences dissociatives des patients borderline. J Nerv Ment Dis. 2000;188(1):26-30. |
||
|
Farina B, Liotti G. Existe-t-il une dimension psychopathologique dissociative ? Une revue sur les processus et symptômes dissociatifs dans les troubles du spectre du traumatisme développemental. Clin Neuropsychiatrie. 2013;10(1):11-18. |
||
|
Schore AN. Le traumatisme d’attachement et le développement du cerveau droit : origine de la dissociation pathologique. Dans : Dell P, O’Neil JA, eds. Dissociation et troubles dissociatifs : DSM-V and Beyond. New York : Routledge ; 2009:107-141. |
||
|
Lanius RA, Vermetten E, Loewenstein RJ, et al. Emotion modulation in PTSD : clinical and neurobiological evidence for a dissociative subtype. Am J Psychiatry. 2010;167(6):640-647. |
||
|
Ogden P, Minton K, Pain C. Trauma and the Body. New York : Norton ; 2006. |
||
|
Van der Hart O, Nijenhuis E, Steele K. The Haunted Self : Structural Dissociation and the Treatment of Chronic Traumatization. New York, Londres : Norton ; 2006. |
.