Pouvoir conjugal et danseuses érotiques

POUVOIR CONJUGAL ET DANSEUSES ÉROTIQUES

professionnelle et personnelle (Moreira & Monteiro, 2012; Pasini, 2005). Or, les études démontrent que les problématiques observées dans leur offre de service sexuel, telles la violence subie et le faible pouvoir relationnel, se reproduisent aussi dans leurs relations de couple (Côté et al., 2016; Udeorji, 2010). Violence et dynamique de pouvoir dans les relations de couple des prostituées Plusieurs études ont évalué la violence conjugale subie par les femmes offrant des services sexuels. Ces études démontrent qu’entre 24% et 33% d’entre elles affirment subir de la violence physique, verbale ou sexuelle de la part de leur conjoint actuel (Argento et al., 2014; Côté et al., 2016; Muldoon, Deering, Feng, Shoveller, & Shannon, 2015) et qu’entre 55,1% et 67% rapportent avoir déjà subi, au cours de leur vie, de la violence conjugale (Cohan, et al., 2006; Côté et al., 2016). Ces chiffres sont beaucoup plus élevés que ceux obtenus auprès des femmes n’offrant de pas services sexuels (entre 26 et 30%; de Puy, Gillioz, & Ducret, 2002; World Health Organization, 2013). Cette victimisation conjugale a été mise en relation avec le pouvoir relationnel conjugal dans seulement trois études auprès des femmes offrant des services sexuels. Une première étude, celle de Shannon et al. (2008), a exploré, de façon qualitative, l’impression de pouvoir de 46 femmes offrant des services sexuels dans les rues. Les participantes ont qualifié leur relation conjugale comme étant semblable à celle unissant la prostituée au pimp. En ce sens, elles rapportent que leur consommation de drogues et leurs conditions de travail (nombre d’heures travaillées, accès aux condoms, nombre de clients rencontrés, etc.) sont contrôlées par leur conjoint. Une deuxième étude, celle d’Ulibarri et al. (2015) a évalué, entre autres, la violence conjugale et le pouvoir relationnel conjugal, chez les femmes (N=214) consommant des drogues (p.ex., héroïne, cocaïne, crack, méthamphétamines) et offrant des services sexuels sur la rue ou dans les hôtels destinés à la prostitution. Les conjoints étaient aussi évalués. Le pouvoir relationnel a été évalué par une des deux sous-échelles du Sexual Relationship Power Scale, Relationship Control. Près de la moitié des femmes offrant de services sexuels ont rapporté avoir subi, au cours de la dernière année, des actes de violence de la part de leur conjoint (47%). Une prévalence semblable a été obtenue pour la violence perpétrée par ces femmes envers leur conjoint (51%). Les résultats liés au pouvoir relationnel conjugal démontrent que les femmes offrant des services sexuels ont un score significativement plus élevé (M=33,7, ET=6,2) que leur partenaire conjugal (M=27,2, ET=4,8). Les participantes à l’étude auraient donc l’impression, en comparaison à leurs comparses masculins, d’avoir plus de pouvoir que leur partenaire au sein de leur couple. L’étude de Muldoon et al. (2015), quant à elle, a été menée auprès de 257 femmes et personnes transgenres offrant des services sexuels dans les rues (52%) ou des services de massages érotiques (48%) dans la ville de Vancouver, Canada. Elle a évalué la relation entre le pouvoir relationnel conjugal et la violence physique et sexuelle subie dans les relations conjugales de ces femmes. Le pouvoir relationnel a aussi été évalué par la sous-échelle Relationship Control du Sexual Relationship Power Scale. Cinq variables confondantes ont été considérées, soit l’âge, le statut d’immigré, l’origine ethnique autochtone, la présence de traumatisme infantile et la consommation de drogues illicites. Les résultats démontrent tout d’abord que 32% des femmes offrant des services sexuels dans les rues ou dans les salons de massages érotiques ont subi de la violence de la part de leur partenaire conjugal au cours des 6 derniers mois. Plus précisément, 29.1% ont rapporté avoir subi de la violence conjugale psychologique, 21,4% ont subi de la violence physique modérée (p.ex. être poussée), 18,2%, de la violence physique sévère (p.ex. recevoir un coup de poing) et 8,2%, de la violence sexuelle. Les résultats démontrent aussi que 30,7% des participantes affichent un faible pouvoir au sein de leur relation avec leur conjoint actuel, 42,7% rapportent un pouvoir dit modéré, et 21,8% un pouvoir élevé. Une relation négative significative entre la violence conjugale et le pouvoir relationnel conjugal a été établie: plus le taux de violence conjugale augmente, plus le pouvoir relationnel conjugal est faible. Ce lien est significatif même en effectuant un contrôle statistique sur les variables confondantes. Variables liées au pouvoir relationnel conjugal Les études démontrent qu’outre la violence conjugale subie, d’autres variables sont également liées au pouvoir relationnel conjugal des femmes et doivent ainsi être considérées dans l’évaluation du pouvoir conjugal, soit l’âge, l’origine ethnique, l’adhésion aux stéréotypes de genres et la présence de plus d’un partenaire sexuel. Plus précisément, les études démontrent que les femmes plus âgées rapportent un plus faible pouvoir relationnel conjugal que les femmes plus jeunes (Campbell et al., 2009; Muldoon et al., 2015). Les femmes d’origine ethnique minoritaire rapportent elles aussi un plus faible pouvoir relationnel conjugal (Gómez & Marín, 1996; mais voir Campbell et al., 2009). Les femmes ayant des traits dits traditionnellement féminins (exemples : affectueuse, compatissante, tendre, etc.) rapportent un plus faible pouvoir relationnel conjugal. Les femmes qui ont plus d’un partenaire sexuel démontrent, elles aussi, un plus faible pouvoir relationnel conjugal (Campbell et al., 2009; Campbell, Tross, Hu, Pavlicova, & Nunes, 2012). Enfin, les études démontrent que les traumas infantiles intrafamiliaux sont liés à des variables corrélées au faible pouvoir relationnel conjugal (p.ex. violence conjugale, nombre de partenaires sexuels, Finkelhor & Browne, 1985; Merrill, Guimond, Thomsen, et Milner, 2003; Windom, Czaja, et Dutton, 2014). Campbell et al. (2009) recommande donc d’inclure, dans les futures études, la présence de traumatismes infantiles comme facteur prédicteur potentiel du pouvoir relationnel conjugal. Conséquences d’un pouvoir conjugal faible Plusieurs études, menées auprès de différents groupes de femmes, ont démontré que le faible pouvoir relationnel conjugal était associé à de nombreuses conséquences biopsychosociales (Jewkes, Dunkle, Nduna, & Shai, 2010; Lettiere & Nakano, 2011; McFarlane, 2005). Par exemple, Lettiere et Nakano ont démontré qu’un faible pouvoir relationnel au sein du couple est corrélé avec une augmentation des difficultés digestives et circulatoires, de l’anxiété, des symptômes dépressifs, de la consommation problématique de drogues et des lésions physiques. D’autres auteurs ont pour leur part démontré le lien entre le faible pouvoir relationnel conjugal et l’augmentation des risques de contracter une infection transmise sexuellement ou par le sang (Harrison, O’Sullivan, Hoffman, Dolezal, & Morrell, 2006; Jewkes et al., 2010; Pinchevsky & Wright 2012). Ce lien s’explique par la difficulté des femmes ayant un faible pouvoir relationnel conjugal à négocier les conditions entourant leurs relations sexuelles, notamment les conditions liées à la contraception. Aussi, selon McFarlande, des risques accrus de grossesses non désirées, de détresse psychologique, de blessures physiques et même de mort (v.g. suicide, mort résultant de blessures de violence conjugale) constituent aussi des conséquences possibles d’un faible pouvoir au sein du couple. La présente étude À ce jour, les études qui ont évalué le pouvoir relationnel conjugal chez les groupes de femmes offrant des services sexuels ont été menées auprès de femmes offrant des services sexuels sur la rue, dans des hôtels dédiés à la prostitution et dans des salons de massages érotiques. Le pouvoir relationnel des femmes qui offrent des services de danses érotiques n’a pas encore été étudié. Certaines raisons nous suggèrent que ces femmes peuvent être particulièrement à risque d’avoir un faible pouvoir relationnel et qu’elles mériteraient une évaluation plus approfondie de leur relation conjugale. D’abord, dans la littérature scientifique actuelle, des différences significatives ont été observées entre les danseuses érotiques et les femmes offrant d’autres types de services sexuels (prostituées travaillant dans les rues, masseuses érotiques, escortes) sur certaines variables liées au faible pouvoir relationnel conjugal, comme l’âge et l’origine ethnique. Selon les données de Côté et Bédard (Communication personnelle, novembre 2016), les danseuses érotiques sont significativement plus jeunes (N = 130; M=27, ET=6) que les femmes offrant d’autres types de services sexuels (N= 66; M=32, ET=10). Aussi, un pourcentage significativement plus important de femmes offrant des services de danse érotique (33%; N= 131) affirment appartenir à une minorité ethnique comparativement au pourcentage de femmes offrant d’autres types de services sexuels (9%; N=66). Les données démontrent aussi une forte prévalence d’autres facteurs liés au faible pouvoir relationnel chez les femmes offrant des services de danse érotique. De fait, 24% d’entre elles (N=88) affirment subir ou avoir subi de la violence physique, psychologique ou sexuelle de la part du conjoint actuel (Côté et al., 2016). De plus, 58% d’entre elles (N=130) ont subi un ou des traumatismes intrafamiliaux durant l’enfance (Côté et al., 2016), ce qui inclut l’exposition à la violence conjugale des parents, le fait d’être victime de violence physique ou verbale de la part des parents ou de parents de substitution ou le fait d’avoir eu des contacts sexuels avec un membre de la famille. Ces données démontrent la présence de plusieurs facteurs de risque liés à un faible pouvoir relationnel conjugal chez les femmes offrant des services de danse érotique. Il importe d’évaluer le pouvoir relationnel au sein du couple actuel des femmes offrant des services de danse érotique de même que les facteurs de risque potentiels. Les objectifs de la présente étude sont donc les suivants : 1) Évaluer le pouvoir relationnel perçu par les femmes offrant des services de danse érotique au sein de leur couple actuel; 2) Évaluer la prévalence de la violence conjugale, sous toutes ses formes (psychologique, physique et sexuelle), subie et perpétrée par les femmes offrant des services de danse érotique; 3) Évaluer les prédicteurs potentiels du pouvoir relationnel conjugal afin de mieux identifier les facteurs de risque ou de protection qui y sont associés. Les prédicteurs potentiels évalués sont : l’âge, l’origine ethnique, le nombre de partenaires sexuels, l’adhésion aux stéréotypes de genre, la violence conjugale et les traumatismes infantiles intrafamiliaux.

Méthodologie

Participants

La présente étude s’inscrit dans l’Étude sur le développement et le comportement sexuels des hommes et des femmes offrant des services sexuels (ÉDECS). L’ÉDECS est la première étude à évaluer le profil psychosociosexuel, les causes, les besoins et les risques des personnes offrant des services sexuels dans divers contextes de prostitution.
Dans le cadre de la présente étude, 50 femmes offrant des services de danse érotique ont été recrutées. Les méthodes de recrutement sont les mêmes que celles décrites par Côté et al. (2016). Les danseuses érotiques ont ainsi été recrutées via les mêmes méthodes que celles employées par les clients lorsque ceux-ci souhaitent obtenir leurs services. Après avoir contacté des propriétaires d’établissements de danse érotique afin de leur présenter le projet de recherche, l’équipe de recherche, composée d’étudiantes au baccalauréat et au doctorat en psychologie, s’est déplacée dans les établissements ayant accepté qu’une sollicitation soit faite auprès de leurs employées. La totalité (100%) des établissements contactés dans le cadre de la présente étude a accepté d’accueillir l’équipe de recherche afin qu’elle recrute, sur place, des participantes. Les femmes offrant des services de danse érotique ont été rencontrées en personne par les membres de l’équipe de recherche afin que le projet de recherche leur soit brièvement expliqué. Lors de ce premier contact, les femmes offrant des services de danse érotique ont également été informées des critères d’éligibilité (décrits plus bas), du caractère confidentiel des données recueillies et du dédommagement monétaire qui leur serait donné (30$) afin de les remercier du temps offert pour leur participation. Afin d’être éligible à la présente étude, les femmes offrant des services de danse érotique devaient être âgées d’au moins 18 ans et avoir un même partenaire sexuel principal depuis au moins trois mois. Ce dernier critère d’inclusion a été formulé afin qu’une dynamique de pouvoir relationnel ait été en mesure de se développer dans la relation de couple (Campbell et al., 2009). Afin de déterminer le statut conjugal des participantes potentielles, il a été demandé aux femmes offrant des services de danse érotique si « Au cours des trois derniers mois, elles ont eu un partenaire principal, tel qu’un mari, un amant, un ami ou tout autre personne avec qui elles ont eu des relations sexuelles régulièrement? » (traduction libre, Campbell, 2009, p. 23). Les données obtenues par Côté et al. (2016) démontrent qu’au moins 62% des femmes offrant des services de danse érotique affirment entretenir une relation conjugale; 32% d’entre elles sont en union de fait ou mariées. Des proportions similaires ont été obtenues dans la présente étude. Ainsi, 77 femmes danseuses érotiques ont été approchées; parmi elles, 65% ont déclaré entretenir une relation avec un partenaire conjugal depuis au minimum trois mois. Le taux de participation a également été excellent; 89% des danseuses érotiques approchées, qui étaient en couple, ont accepté de participer à l’étude. Lorsqu’une femme offrant des services de danse érotique rencontrait les critères d’inclusion et acceptait de participer à l’étude, un rendez-vous dans un endroit public était fixé. La presque totalité des participantes ont souhaité que la passation du questionnaire se déroule dans un endroit retiré de l’établissement de danse érotique dans lequel elles travaillaient. Les questionnaires ont été administrés par le biais d’une entrevue semi-structurée (35 minutes). Cette entrevue comprenait cinq sections : les informations sociodémographiques, les abus intrafamiliaux vécus, l’adhésion aux stéréotypes de genres, l’histoire sexuelle et conjugale, le pouvoir relationnel conjugal. Variables et instruments de mesures Information sociodémographique. Le questionnaire socio-démographique de l’ÉDECS (Côté & Earls, 2003) a été administré afin de recueillir des informations concernant, entre autres, l’âge et l’origine ethnique. L’âge (en années, au moment où le questionnaire a été rempli) a été traité comme une variable continue alors que l’appartenance à une minorité ethnique a été traitée comme une variable catégorielle à réponse dichotomique (appartenance à une minorité ethnique = 1 ou non = 0). Abus infantiles intrafamiliaux. Les abus intrafamiliaux ont été évalués par le biais de quatre questions provenant de Côté et al. (2016) et inspirées de celles créées par Earls et David (1989, 1990). Ces questions permettent d’évaluer la présence de violence entre les parents, la violence sexuelle subie, la violence physique subie et la violence verbale subie (p.ex., au sein de la famille). Ces variables ont été traitées comme des variables catégorielles dichotomiques (1 = présence d’au moins un type de violence intrafamiliale, 0 = absence de violence intrafamiliale). Adhésion aux stéréotypes de genre. L’adhésion aux stéréotypes de genre a été mesurée par la version française (Communication personnelle, M. Alain, Juin, 1999) du BEM Sex Role Inventory (Bem, 1974, 1981). Le participant doit choisir les traits (n=60) qui le représentent via des échelles de Likert en sept points (1= jamais ou presque jamais vrai; 7= presque toujours vrai) : 20 items sont typiquement masculins, 20 items sont typiquement féminins et 20 items sont neutres. Un score t est ensuite calculé à l’aide des moyennes obtenues pour les sous-échelles de Masculinité et de Féminité (t = ((M de la sous-échelle féminité) – (M de la sous-échelle Masculinité)) * 2,322). Un score t ≤ -2,025 correspond à une adhésion aux stéréotypes de genre dits masculins, alors qu’un score t ≥ 2,025 correspond à des stéréotypes de genre dits féminins. Si le score t obtenu se situe entre -2,025 et 2,025, aucune adhésion à des stéréotypes de genre n’est observée (profil androgène ou indifférencié). La version française du BEM Sex Role Inventory a été choisie pour ses qualités psychométriques excellentes. Dans la présente étude, la cohérence interne s’avère aussi très bonne, α= 0,78 [95%CI = 0,68, 0,86] pour la sous-échelle Masculinité et 0,73 [95%CI = 0,61, 0,83] pour la sous-échelle Féminité.

Histoire et violence conjugale

Il a d’abord été demandé aux participantes de préciser leur nombre actuel de partenaires sexuels non-commerciaux. Afin de mesurer la violence conjugale, la version française du Revised Conflict Tactics Scales (CTS2; Straus, Hamby, Boney-McCoy, & Sugarman, 1996), soit l’Échelle révisée des stratégies de conflits conjugaux (Lussier, 1997) a été utilisée. La méta-analyse de Clark et Du Mont (2003) démontre que plus de la moitié des études canadiennes sur la violence conjugale ont employé the Revised Conflict Tactics Scales (CTS2) pour évaluer la prévalence de la violence conjugale. L’Échelle comprend 39 items doubles (comportement fait au partenaire et comportement fait par le partenaire) et évalue la fréquence des différentes stratégies utilisées par le répondant et par son partenaire pour résoudre des conflits/différends au cours de la dernière année. Ces stratégies de résolution de conflits sont divisées en cinq sous-échelles, dont 3 d’entre elles évaluent spécifiquement les manifestations de violence psychologique, physique et sexuelle subie et perpétrée. Pour les fins de la présente étude, ces trois sous-échelles ont été utilisées : violence psychologique (8 items doubles), violence physique (12 items doubles) et coercition sexuelle (7 items doubles). Les items sont évalués sur une échelle de Likert en huit points, représentant 8 catégories de fréquence d’utilisation des stratégies de résolution de conflits (0=ceci n’est jamais arrivé, 1 = 1 fois, 2= 2 fois, 3= 3 à 5 fois, 4= 6 à 10 fois, 5= 11 à 20 fois, 6= + de 20 fois, 7= pas au cours de la dernière année mais c’est déjà arrivé avant). Les scores aux sous-échelles et à l’échelle globale ont été calculés en utilisant les recommandations des auteurs de l’Échelle (Straus et al. 1996). Le nombre d’actes de violence pour chaque sous-échelle est calculé en utilisant les points de milieu de chaque catégorie de fréquence. Par exemple, le nombre d’actes de violence pour la catégorie de fréquence 3 (3 à 5 fois) est de 4. Pour la catégorie de fréquence 6 (+ de 20 fois), le nombre d’actes de violence considéré est de 25. Le nombre d’actes de violence conjugale total est calculé en additionnant le résultat obtenu à chacun des sous-échelles. Ces calculs sont effectués deux fois : une fois pour les actes de violence subie et une fois pour les actes de violence perpétrée. Pour les prévalences, dès qu’une personne obtenait un score plus grand que zéro, elle a été classifiée comme ayant subi ou perpétré au moins un acte de violence. Les qualités psychométriques de la version anglaises sont excellentes. Dans la présente étude, les cohérences internes sont très satisfaisantes pour les échelles globales (violence subie = 0,90 [95%CI = 0,86, 0,94] et violence perpétrée = 0,90 [95%CI = 0,85, 0,94]), et pour les 3 sous-échelles (variant entre α = 0,71 [95%CI = 0,56, 0,82] et α = 0,87 [95%CI = 0,82, 0,91]). Seule la sous-échelle Violence sexuelle perpétrée a obtenu un alpha de Cronbach très faible, soit α = 0,21 [95%CI = -0,18, 0,50]. Un alpha de Cronbach faible pour cette sous-échelle a aussi été obtenu dans d’autres études menées auprès d’un échantillon de sexe féminin (0,26 ≤ α ≤ 0,34; Anderson & Leigh, 2010; Lucente, Fals-Stewart, Richards, & Goscha, 2001). Ceci pourrait s’expliquer, entre autres, par le nombre d’items moins élevé pour cette sous-échelle (Craig, Baillargeon, Dubois, & Marineau, 1986) et la très faible prévalence de violence conjugale sexuelle perpétrée par les femmes. Dans la présente étude, par exemple, 3 des 7 items de la sous-échelle sont des valeurs constantes égales à 0. Pouvoir relationnel au sein du couple. Le pouvoir au sein de la relation conjugale a été mesuré par la Sexual Relationship Power Scale (Pulerwitz et al., 2000). Cette échelle est la seule échelle validée qui mesure le pouvoir relationnel au sein du couple. La visée de cette échelle est de mesurer le pouvoir relationnel et sexuel au sein du couple, tel que conceptualisé par les théories de genre et de pouvoir interpersonnel (Connell, 1987; Emerson, 1976). La Sexual Relationship Power Scale est composée de deux sous-échelles. La sous-échelle « decision-making » mesure la dominance dans la prise de décision, soit la capacité d’initier des comportements en désaccord avec les souhaits du partenaire. Elle est composée de huit items à choix de réponses (1= mon partenaire, 2= les deux, de façon égalitaire, 3= Moi). La sous-échelle « Relationship control » mesure la capacité de contrôler les actions de son partenaire et est composée de 15 items utilisant une échelle de Likert en 4 points (1= totalement en accord à 4 = totalement en désaccord). Pour la cotation, les scores moyens des participantes, pour les deux sous-échelles, sont ramenés sur 4 (échelle de Likert en 4 points), ce qui permet de calculer la moyenne obtenue pour l’Échelle globale, qui peut se situer entre 1 et 4. Un score moyen entre 1 et 2,43, traduit un pouvoir relationnel conjugal faible; un score entre 2,431 et 2,820, traduit un pouvoir relationnel conjugal moyen; un score moyen entre 2,821 et 4, traduit un pouvoir relationnel conjugal élevé. Les qualités psychométriques de la version anglaise sont très bonnes (Pulerwitz et al., 2000). La validité de construit a également été démontrée par les mêmes auteurs. Une corrélation négative significative a été obtenue entre le pouvoir relationnel conjugal et la violence conjugale physique et sexuelle subie. Pour la présente étude, l’Échelle a été traduite en français selon la méthode de traduction inversée de Vallerand (1989) et les qualités psychométriques ont été vérifiées. Une corrélation négative significative a été obtenue entre le pouvoir relationnel conjugal et la violence conjugale physique (r= -0,32; p= 0,025) et sexuelle (r= -0,41; p˂ 0,005). Ainsi, tel que prévu, les femmes danseuses érotiques qui présentent un pouvoir relationnel plus faible au sein de leur couple rapportent également un taux plus important de violence conjugale physique et sexuelle subie de la part de leur partenaire. De plus, les cohérences internes pour la version française sont semblables à celles de Pulerwitz et al.; 0,81 [95%CI = 0,73, 0,88] pour l’échelle globale, 0,83 [95%CI = 0,75, 0,89] pour la sous-échelle Dominance dans la prise de décision et 0,54 [95%CI = 0,32, 0,71] pour la sous-échelle Contrôle relationnel. Dans la présente étude, les scores aux deux sous-échelles et le score total ont été utilisés.

Modèle de régression

Afin de mieux comprendre l’apport des différents prédicteurs potentiels sur le pouvoir relationnel conjugal des femmes danseuses érotiques, une régression multiple (sélection des variables descendante) a été réalisée. Les prédicteurs potentiels incluent et évalués dans le modèle de régression initial sont : l’âge (en années), l’appartenance à une minorité ethnique, le nombre de partenaire(s) conjugal(aux), la présence de traumatisme intrafamiliaux, le score t obtenus au BEM sex role inventory, et le nombre d’actes de violence conjugale subie. Étant donné le nombre très limité de femmes danseuses érotiques ayant rapporté avoir plus d’un partenaire conjugal (n=7), la variable fut recodée (0= un seul partenaire, 1= plus d’un partenaire).
Le tableau 2 présente les résultats des corrélations entre les différents prédicteurs potentiels du pouvoir relationnel conjugal employés dans le modèle de régression. Aucun lien corrélationnel n’a été trouvé entre les différents prédicteurs.
Afin d’arriver au modèle de régression final, trois régressions ont dû être effectuées. La première a inclus les six variables, prédisant potentiellement le pouvoir relationnel conjugal, nommées plus haut. Dans cette première régression, l’appartenance à une minorité ethnique et la présence de traumatismes intrafamiliaux ne se sont pas avérées des prédicteurs statistiquement significatifs (respectivement, t(43) = 0,15, p =0,89 et t(43) = 0,48, p = 0,63). L’appartenance à une minorité ethnique, qui est la variable la moins significative parmi ces deux variables, a donc été exclue, puis une seconde régression effectuée, en considérant les cinq prédicteurs potentiels restants. Puisque la présence de traumatismes infantiles ne constituait toujours pas un prédicteur significatif pour ce deuxième modèle (t(44) = 0,48, p =0,63), elle a été exclue pour la troisième et dernière régression.
Le tableau 3 présente ainsi les résultats du modèle de régression final pour le pouvoir relationnel conjugal. Les coefficients de régression non standardisés et standardisés, l’erreur-type des coefficients non standardisés, la statistique t du test statistique et le seuil observé associé à chaque prédicteur sont présentés. Une Note, en bas de tableau, indique le coefficient de détermination ajusté, la valeur du test F et le seuil observé pour chaque régression effectuée durant le processus d’exclusion des variables ne contribuant pas significativement au modèle (p ˃ 0,05).

Discussion et conclusion

La présente étude visait d’abord à évaluer le pouvoir relationnel conjugal et la violence conjugale subie et perpétrée chez les femmes offrant des services de danse érotique. L’étude visait aussi à évaluer un modèle prédicteur du pouvoir relationnel conjugal à l’aide de six variables y étant théoriquement et scientifiquement liées (l’âge, l’appartenance à une minorité ethnique, la présence de plus d’un partenaire conjugal, la présence de traumatismes infantiles intrafamiliaux, l’adhésion à des stéréotypes de genre féminins et le nombre d’actes de violence conjugale subie dans la dernière année). Afin d’évaluer le pouvoir relationnel conjugal, une traduction française de la seule échelle mesurant le pouvoir relationnel conjugal, soit la Sexual Relationship Power Scale (Pulerwitz et al., 2000), a d’abord été effectuée. Ses qualités psychométriques se sont avérées très bonnes et similaires à celles de la version anglaise.
Les résultats qui ont été obtenus concernant le pouvoir relationnel conjugal vont à l’encontre de la première hypothèse de recherche qui prévoyait que la majorité des femmes offrant des services de danses érotiques présenteraient un pouvoir relationnel conjugal faible. En effet, la majorité des danseuses érotiques de la présente étude (72%) ont rapporté un pouvoir conjugal élevé, affirmant ainsi leurs capacités perçues à prendre des décisions ou à s’engager dans des actions contraires aux désirs de leur partenaire, leurs capacités perçues à avoir accès aux ressources de façon autonome et leurs capacités perçues à demeurer en contrôle de leurs propres choix (Emerson, 1962, 1976; Pulerwitz et al., 2000). Ces résultats diffèrent de ceux obtenus dans l’étude de Shannon et al. (2008) et de Muldoon et al. (2015), les deux seules autres études canadiennes à avoir évalué le pouvoir relationnel conjugal de femmes offrant des services sexuels. Dans ces études, la majorité des femmes offrant des services sexuels (prostituées dans les rues et masseuses érotiques) a rapporté un pouvoir relationnel conjugal faible ou modéré (p.ex. 73,1%; Muldoon et al. 2015). Ces différences quant aux résultats obtenus ne semblent pas pouvoir être expliquées par les différences de profils entre les échantillons des études. Les femmes danseuses érotiques rencontrées pour la présente étude ont été plus nombreuses à rapporter être victimes de violence conjugale (86% VS 32%) et plus nombreuses à avoir été victimes de traumatismes infantiles intrafamiliaux (76% VS 65%) que les femmes masseuses érotiques et prostituées dans les rues recrutées dans l’étude de Muldoon et al. (2015). Elles sont également un peu plus jeunes (28 ans VS 32,7ans). Or, les expériences de violence conjugale subie, les traumatismes infantiles intrafamiliaux et un jeune âge, ont été associés à un faible pouvoir relationnel. Le profil du présent échantillon ne correspond ainsi pas à ce qui aurait été attendu chez des femmes ayant un pouvoir relationnel conjugal élevé. L’obtention d’un pouvoir relationnel conjugal élevé dans le présent échantillon concorde toutefois avec les résultats de l’étude d’Ulibarri et al. (2015), qui avait montré la présence d’un pouvoir relationnel conjugal moyen-élevé chez les femmes mexicaines consommant des drogues et offrant des services sexuels dans les rues ou les hôtels dédiées à la prostitution. Ulibarri et al. suggèrent qu’un pouvoir relationnel conjugal élevé peut résulter de la non-adhésion à des stéréotypes de genre féminins, qui ferait en sorte qu’elles refuseraient le machisme (rôle traditionnel de genre masculin qui conçoit la dominance masculine comme un comportement attendu chez les hommes) et le marianisme (rôle traditionnel de genre féminin qui conçoit la fonction maternelle et la pureté comme des comportements attendus chez les femmes). Dans la présente étude, 92% des participantes n’adhéraient pas à des stéréotypes féminins.

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Table des matières

Résumé 
Liste des tableaux
Remerciements 
Introduction 
Chapitre premier 
Le pouvoir relationnel conjugal des femmes offrant des services de danse érotique
Conclusion générale 
Références de l’introduction et de la conclusion
Appendice A Approbation du comité d’éthique 
Appendice B Attestation d’authorship et de responsabilité pour l’ensemble de l’essai

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