[Psychologie] Ecoute du bonheur : le bien-être est relié au fait d’avoir moins de conversations banales et plus de conversations substantielles

[Psychologie] Ecoute du bonheur : le bien-être est relié au fait d’avoir moins de conversations banales et plus de conversations substantielles

22 juin 2018 0 Par Mehdi

Note : cet arti­cle est une tra­duc­tion de l’étude sci­en­tifique Eaves­drop­ping on Hap­pi­ness : Well-Being Is Relat­ed to Hav­ing Less Small Talk and More Sub­stan­tive Con­ver­sa­tions(1) dont je vous par­le dans l’article où je partage 11 con­seils pour avoir de la con­ver­sa­tion. Ce sont donc eux qui s’expriment lorsqu’ils emploient le terme “nous”. 

Ce qu’il faut retenir

L’article “Ecoute du bon­heur : le bien-être est relié au fait d’avoir moins de con­ver­sa­tions banales et plus de con­ver­sa­tions sub­stantielles” est par­ti­c­ulière­ment dense, et peut être un peu rébar­batif pour des non-ini­tiés comme nous. Néan­moins, la méth­ode et les résul­tats sont par­ti­c­ulière­ment intéres­sants :

  • 79 per­son­nes ont porté des enreg­istreurs pen­dant 4 jours, qui ont enreg­istré 30 sec­on­des de son toutes les 12 min­utes et 30 sec­on­des, four­nissant 23689 enreg­istrements.
  • Pour chaque enreg­istrement, les chercheurs ont iden­ti­fié si le par­tic­i­pant était seul ou s’il dis­cu­tait avec d’autres per­son­nes.
  • Pour chaque con­ver­sa­tion iden­ti­fiée, ils ont défi­ni si la con­ver­sa­tion con­sis­tait à des banal­ités ou à une dis­cus­sion sub­stantielle.
  • Les chercheurs ont éval­ué le bien-être avec plusieurs méth­odes afin d’être les plus objec­tifs pos­si­bles sur le “niveau” de bon­heur des par­tic­i­pants.
  • Com­paré aux par­tic­i­pants les plus mal­heureux, les par­tic­i­pants les plus heureux ont passé env­i­ron 25% moins de temps seul et env­i­ron 70% de plus de temps à par­ler.
  • Les par­tic­i­pants les plus heureux ont aus­si eu env­i­ron trois fois moins de con­ver­sa­tions insignifi­antes et deux fois plus de con­ver­sa­tions sub­stantielles. Ces effets ont été observés à la fois pour les jours de semaine et les week­ends.
  • Ces analy­ses ont indiqué que les par­tic­i­pants qui étaient plus heureux que ce que l’on aurait pu prédire sur la base de leur per­son­nal­ité avaient plus de con­ver­sa­tions — et plus sub­stantielles — que leurs homo­logues moins heureux ayant des per­son­nal­ités sim­i­laires.
  • L’ensemble des résul­tats démon­trent que la vie heureuse est sociale plutôt que soli­taire, et avec des inter­ac­tions pro­fondes plutôt que super­fi­cielles.

Pour aller plus loin, retrou­vez ci-dessous la méthodolo­gie d’écoute du bon­heur, les résul­tats et les dis­cus­sions pro­posés par les auteurs.

 


Traduction de l’article

Est-ce qu’une vie heureuse est car­ac­térisée par des moments heureux et insou­ciants et par des con­ver­sa­tions banales et triv­iales, ou par des réflex­ions et des ren­con­tres mar­quantes ? Les deux notions -l’ignorant heureux et le penseur pro­fond et accom­pli- exis­tent, mais peu de choses sont con­nues sur quel type d’interaction est réelle­ment asso­cié à un plus grand bon­heur (King & Napa, 1998). Dans cet arti­cle, nous exposons nos décou­vertes obtenues à par­tir d’une obser­va­tion nat­u­ral­iste qui a étudié si les per­son­nes heureuses et mal­heureuses peu­vent être dif­féren­ciées par le nom­bre de con­ver­sa­tions banales et de con­ver­sa­tions sub­stantielles qu’elles ont. Bien que les impli­ca­tions du bon­heur à grande échelle et sur le long terme aient été large­ment étudiées (Eid & Larsen, 2008 ; How­ell & How­ell, 2008), peu de choses sont con­nues con­cer­nant le com­porte­ment social quo­ti­di­en des per­son­nes heureuses, prin­ci­pale­ment à cause de la dif­fi­culté d’avoir une mesure objec­tive d’un com­porte­ment quo­ti­di­en. De nom­breuses mesures com­porte­men­tales (par exem­ple : échan­til­lon­nage, méth­ode de recon­struc­tion de journée(2)) s’appuient sur des auto-éval­u­a­tions et ne peu­vent donc pas être util­isées pour démêler les vraies asso­ci­a­tions entre bon­heur et com­porte­ment à par­tir de préjugés ou de visions idéal­isées. Cette obser­va­tion est par­ti­c­ulière­ment avérée pour les com­porte­ments éval­ués, tels que la sub­stance (ou l’absence de sub­stance) de telle ou telle con­ver­sa­tion. Pour répon­dre à cette dif­fi­culté, nous avons util­isé le Elec­tron­i­cal­ly Acti­vat­ed Recorder(3) (EAR ; Mehl,Pennebaker, Crow, Dabbs, & Price, 2001), un enreg­istreur audio dig­i­tal qui suit dis­crète­ment le com­porte­ment du monde réel en enreg­is­trant péri­odique­ment des extraits de sons ambiants pen­dant que les par­tic­i­pants vont et vien­nent à leur vie quo­ti­di­enne.

Méthode

79 étu­di­ants (32 hommes, 47 femmes) ont porté le EAR pen­dant 4 jours (Vazire & Mehl, 2008). L’EAR a enreg­istré 30 sec­on­des de son toutes les 12 min­utes et 30 sec­on­des, four­nissant 23689 enreg­istrements (300 enreg­istrements par par­tic­i­pant en moyenne). Pour chaque enreg­istrement, les décodeurs ont iden­ti­fié si le par­tic­i­pant était seul ou s’il dis­cu­tait avec d’autres per­son­nes, et si la con­ver­sa­tion con­sis­tait à des banal­ités ou à une dis­cus­sion sub­stantielle. Les banal­ités ont été définies comme des con­ver­sa­tions banales sans impli­ca­tion per­son­nelle (c’est-à-dire, échange d’informations triv­iales unique­ment, par exem­ple “Qu’as-tu là ? Du pop­corn ? Miam !”). Une con­ver­sa­tion sub­stantielle a été définie comme une con­ver­sa­tion impliquée et de nature sub­stan­tive (c’est-à-dire, des infor­ma­tions sig­ni­fica­tives ont été échangées ; par exem­ple : “Elle est tombée amoureuse de ton père ? Du coup, ont-ils divor­cé peu de temps après ?”). Voir tableau 1 pour les fia­bil­ités du codage.

Nous avons con­ver­ti les codages EAR en fréquences rel­a­tives (c’est-à-dire, pour­cent­age d’enregistrements pour lesquels une caté­gorie s’appliquait). Pour tenir compte des dif­férences dans le nom­bre de con­ver­sa­tions, nous avons égale­ment cal­culé le pour­cent­age de con­ver­sa­tions qui étaient con­sti­tuées de banal­ités ou de dis­cus­sions de fond. Par­mi l’ensemble des par­tic­i­pants, 17,9% (écart-type = 15,4%) des con­ver­sa­tions étaient banales et 35,5% (écart-type = 24,7%) étaient sub­stantielles. Cer­taines con­ver­sa­tions ne cor­re­spondaient à aucune des deux caté­gories. Les con­ver­sa­tions de fond étaient sig­ni­fica­tive­ment liées au temps passé à se socialis­er (r = 0,38), à manger (r = 0,33) et à regarder la télévi­sion (r = -22). Les petites dis­cus­sions n’étaient pas liées à toutes les caté­gories d’activités EAR stan­dard. Pour une descrip­tion des procé­dures de codage, voir Vazire et Mehl (2008).

Nous avons éval­ué le bien-être avec plusieurs méth­odes. Les par­tic­i­pants ont com­plété l’Echelle de Sat­is­fac­tion à l’Egard de la Vie (Diener, Emmons, Larsen et Grif­fin, 1985, α = 0,93). Ils ont égale­ment répon­du à une ques­tion unique sur leur bon­heur («Je me vois comme quelqu’un qui est heureux, sat­is­fait de la vie») posée deux fois, à trois semaines d’intervalle. L’auto-évaluation du bon­heur en une seule ques­tion a été com­binée avec des rap­ports de deux à trois infor­ma­teurs par par­tic­i­pant sur la même mesure, α = 0,80. (Pour plus de détails sur le recrute­ment de ces infor­ma­teurs, voir Vazire & Mehl, 2008). Pour obtenir un indice de bien-être mul­ti­méth­ode, nous avons com­biné (c’est-à-dire, moyen­né) la mesure du bon­heur basée sur l’auto-information et sur l’informateur avec l’indice de Sat­is­fac­tion à l’Egard de la Vie auto-déclaré des par­tic­i­pants.

Les par­tic­i­pants ont éval­ué leur pro­pre per­son­nal­ité deux fois, à trois semaines d’intervalle, à l’aide du Mod­èle Big Five(4) (John & Sri­vas­ta­va, 1999, αs ≥ .92), et les infor­ma­teurs ont éval­ué la per­son­nal­ité des sujets selon le même mod­èle. Pour obtenir une mesure mul­ti­modale de la per­son­nal­ité, nous avons ensuite établi des moyennes d’auto-évaluations et de rap­ports d’informateurs.

 

Tableau 1.

Vari­able d’interactionCor­réla­tion avec bien-êtreBon­heurCor­réla­tion avec bien-être : semaineCor­réla­tion avec bien-être : week­end (b)Cor­réla­tion avec le bien-être avec dif­férences de per­son­nal­ité
Fia­bil­ité du codeurIndice de bien-êtreSat­is­fac­tion de Vie
Seul (a)0.97-0.35**−0.36**-0,27*-0,29**-0,35**-0,40**
Par­lant à quelqu’un (a)0.950,31**0,31**0,26*0,30**0,30**0,39**
Con­ver­sa­tion banale (a)0.76-0,07-0,03-0,100,010,090,08
% de con­ver­sa­tions banales / total de con­ver­sa­tions- (c)-0,33**-0,25*-0,35**-0,30**-0,34**-0,17
Con­ver­sa­tions sub­stantielles (a)0.840,31**0,26*0,30**0,27*0,310,36**
Pour­cent­age de con­ver­sa­tions sub­stantielles / total de con­ver­sa­tions- (c)0,28**0,200,31**0,28**0,270,22*

Notes du tableau :
Remar­que : N = 79. Les coef­fi­cients de fia­bil­ité des décodeurs ont été cal­culés sous forme de cor­réla­tions “intr­a­classe”, ICC (2, k), à par­tir d’un ensem­ble de 221 fichiers sonores EAR (Enreg­istreur à acti­va­tion élec­tron­ique) codés indépen­dam­ment par tous les décodeurs. La Sat­is­fac­tion à l’Egard de la Vie a été éval­uée à l’aide des répons­es des par­tic­i­pants sur l’échelle de sat­is­fac­tion avec la vie (Diener, Emmons, Larsen et Grif­fin, 1985); le bon­heur a été éval­ué à l’aide d’auto-rapports et de rap­ports d’informateurs sur un seul arti­cle. Les mesures de bon­heur et de sat­is­fac­tion de la vie ont été com­binées pour créer l’indice de bien-être. La per­son­nal­ité a été mesurée à l’aide d’auto-rapports et de rap­ports d’informateurs sur le Mod­èle Big Five (John et Sri­vas­ta­va, 1999).
(a) Ces vari­ables ont été cal­culées comme la pro­por­tion du nom­bre total de fichiers sonores échan­til­lon­nés dans lesquels l’activité indiquée s’est pro­duite.
(b) Le week-end a été défi­ni comme com­mençant le ven­dre­di à 18h00. et se ter­mi­nant dimanche à minu­it.
(c) Résul­tats non-fiables car la vari­able est un quo­tient de deux vari­ables codées. * p ≤ .05 (bilatéral). ** p <0,01 (à deux queues).

 

Résultats et discussion

Les résul­tats con­cor­daient avec les recherch­es antérieures (Diener et Selig­man, 2002) en ce sens qu’un bien-être plus élevé était asso­cié au fait de pass­er moins de temps seul, r = -35, et plus de temps à par­ler aux autres, r = 0,31. De plus, un bien-être plus élevé était asso­cié à un moins grand nom­bre de con­ver­sa­tions banales, r = -33, et à des con­ver­sa­tions plus appro­fondies, r = 0,28. Par exem­ple, com­paré aux par­tic­i­pants les plus mal­heureux (z = -2.0 SD), les par­tic­i­pants les plus heureux (z = +1,5 écart-type) ont passé env­i­ron 25% moins de temps seuls (58,6% con­tre 76,8%) et env­i­ron 70% de plus de temps à par­ler (39,7% con­tre 23,2%). Ils ont aus­si eu env­i­ron trois fois moins de con­ver­sa­tions insignifi­antes (10,2% con­tre 28,3%) et deux fois plus de con­ver­sa­tions sub­stantielles (45,9% con­tre 21,8%; pour les dia­grammes de dis­per­sion mon­trant l’association entre le bien-être des par­tic­i­pants et ces deux caté­gories de inter­ac­tions, voir la fig­ure S1 du doc­u­ment sup­plé­men­taire disponible en ligne). Les effets sur l’indice de bien-être étaient com­pa­ra­bles à ceux de la mesure de la sat­is­fac­tion per­son­nelle, ain­si qu’à ceux de la mesure du bon­heur. Ces effets ont été observés à la fois pour les jours de semaine et les week­ends (tableau 1).

Pour tester si les dif­férences de per­son­nal­ité expliquent ces effets, nous avons régressé(5) les scores de bien-être sur les Big Five (Steel, Schmidt, & Shultz, 2008) et sauve­g­ardé les résidus. Dans les analy­ses util­isant cet indice de bien-être résidu­el, les effets sur le temps passé seul, les con­ver­sa­tions avec autrui et les con­ver­sa­tions de fond n’ont pra­tique­ment pas été affec­tés, et les effets sur les con­ver­sa­tions banales ont été atténués (tableau 1). Ces analy­ses ont indiqué que les par­tic­i­pants qui étaient plus heureux que ce que l’on aurait pu prédire sur la base de leur per­son­nal­ité avaient plus de con­ver­sa­tions — et plus sub­stantielles - que leurs homo­logues moins heureux ayant des per­son­nal­ités sim­i­laires.

Ensem­ble, les résul­tats actuels démon­trent que la vie heureuse est sociale plutôt que soli­taire, et avec des inter­ac­tions pro­fondes plutôt que super­fi­cielles. Ce qui rend ces résul­tats par­ti­c­ulière­ment con­va­in­cants est le manque de chevauche­ment des méth­odes entre les mesures de bien-être (rap­ports d’auto-évaluation et d’informateur) et les mesures d’interaction (obser­va­tion directe). De plus, la répli­ca­tion des résul­tats à tra­vers les mesures du bien-être au cours de la semaine et du week-end est encour­ageante.

Naturelle­ment, nos résul­tats cor­réla­tion­nels sont causale­ment ambi­gus. D’une part, le bien-être peut avoir un lien causal avec les inter­ac­tions de fond ; les gens heureux peu­vent être des « attracteurs soci­aux » qui facili­tent les ren­con­tres sociales pro­fondes (Lucas et Dyren­forth, 2006). D’un autre côté, des con­ver­sa­tions pro­fondes peu­vent en fait ren­dre les gens plus heureux. Tout comme la révéla­tion de soi peut créer un sen­ti­ment d’intimité dans une rela­tion, des con­ver­sa­tions appro­fondies peu­vent don­ner un sens aux parte­naires de l’interaction. Par con­séquent, nos résul­tats soulèvent la pos­si­bil­ité intéres­sante que le bon­heur peut être aug­men­té en facil­i­tant les con­ver­sa­tions de fond (Shel­don et Lyubomirsky, 2006). Les recherch­es futures devraient exam­in­er expéri­men­tale­ment cette pos­si­bil­ité.

Rebondis­sant sur la cita­tion de Socrate « la vie non exam­inée ne vaut pas la peine d’être vécue », Den­nett (1984) écrivait : « La vie exagérée n’est pas non plus un sujet à racon­ter » (p.87). Bien que nous hési­tions à entr­er dans de telles dis­putes philosophiques déli­cates, nos résul­tats sug­gèrent que les gens trou­vent que leur vie vaut plus la peine d’être vécue lorsqu’elle est exam­inée — du moins lorsqu’elle est exam­inée à plusieurs.

Remerciements

Nous remer­cions John Doris pour ses com­men­taires utiles. Des par­ties de ces don­nées ont été pub­liées par Mehl, Vazire, Ramirez-Esparza, Slatch­er, and Pen­nebak­er (2007); Hasler, Mehl, Bootzin, and Vazire (2008); and Vazire and Mehl (2008). Les analy­ses actuelles ne chevauchent pas celles qui sont rap­portées dans ces arti­cles.

Déclaration de conflits d’intérêt

Les auteurs ont déclaré qu’ils n’avaient aucun con­flit d’intérêts en ce qui con­cerne leur pater­nité ou la pub­li­ca­tion de cet arti­cle.

Financement

Ce pro­jet a été sup­porté par les Nation­al Insti­tutes of Health Grant R03CA137975.

Matériel supplémentaire

Des infor­ma­tions com­plé­men­taires peu­vent être trou­vées sur http://pss.sagepub.com/content/by/supplemental-data

Références

Den­nett, D.C. (1984). Elbow room : The vari­eties of free will worth want­i­ng. Cam­bridge, MA : MIT Press.
Diener, E., Emmons, R.A., Larsen, R.J., & Grif­fin, S. (1985). The Sat­is­fac­tion With Life Scale. Jour­nal of Per­son­al­i­ty Assess­ment, 49, 71–75.
Diener, E., & Selig­man, M.E.P. (2002). Very hap­py peo­ple. Psy­cholog­i­cal Sci­ence, 13, 80–83.
Eid, M., & Larsen, R. (Eds.). (2008). The sci­ence of sub­jec­tive wellbeing. New York : Guil­ford Press.
Hasler, B.P., Mehl, M.R., Bootzin, R.R., & Vazire, S. (2008). Pre­lim­i­nary evi­dence of diur­nal­rhythms in every­day behav­iors asso­ci­at­ed with pos­i­tive affect. Jour­nal of Research in Per­son­al­i­ty, 42, 1537–1546.
How­ell, R.T., & How­ell, C.J. (2008). The rela­tion of eco­nom­ic sta­tus to sub­jec­tive well-being in devel­op­ing coun­tries : Ameta-analy­sis. Psy­cho­log­i­cal Bul­letin, 134, 536–560.
John, O.P., & Sri­vas­ta­va, S. (1999). The Big Five trait tax­on­o­my : His­to­ry, mea­sure­ment, and the­o­ret­i­cal per­spec­tives. In L.A.Pervin & O.P. John (Eds.), Hand­book of per­son­al­i­ty the­o­ry and research(pp. 102–138). New York : Guil­ford Press.
King, L.A., & Napa, C.K. (1998). What makes a life good ? Jour­nal of Per­son­al­i­ty and Social Psy­chol­o­gy, 75, 156–165.
Lucas,R.E.,& Dyrenforth,P.S. (2006). Does the­ex­is­tence of social rela­tion­ships­mat­ter for sub­jec­tive well-being ? In K.D. Vohs & E.J.Finkel(Eds.), Self and relationships:Connecting intrap­er­son­al and inter­per­son­al­process­es(pp. 254–273). NewYork : Guil­ford Press.
Mehl, M.R., Pen­nebak­er, J.W., Crow, M., Dabbs, J., & Price, J. (2001). The Elec­tron­i­cal­ly Acti­vat­ed Recorder (EAR): A device for sam­pling nat­u­ral­is­tic dai­ly activ­i­ties and con­ver­sa­tions. Behav­ior Research Meth­ods, Instru­ments, & Com­put­ers, 33, 517–523.
Mehl, M.R., Vazire, S., Ramirez-Esparza, N., Slatch­er, R.B., & Pen­nebak­er, J.W. (2007). Are women real­ly more talk­a­tive than men ? Sci­ence, 317, 82.
Shel­don, K.M., & Lyubomirsky, S. (2006). Achiev­ing sus­tain­able gains in hap­pi­ness : Change your actions, not your cir­cum­stances. Jour­nal of Hap­pi­ness Stud­ies, 7, 55–86.
Steel, P., Schmidt, J., & Shultz, J. (2008). Refin­ing the rela­tion­ship between per­son­al­i­ty and sub­jec­tive well-being. Psy­cho­log­i­cal Bul­letin, 134, 138–161.
Vazire, S., & Mehl, M.R. (2008). Know­ing me, know­ing you : The accu­ra­cy and unique pre­dic­tive valid­i­ty of self-rat­ings and oth­er-rat­ings of dai­ly behav­ior. Jour­nal of Per­son­al­i­ty and Social Psychol­o­gy, 95, 1202–1216


(1) Etude pub­liée dans Jour­nal of the Amer­i­can Psy­cho­log­i­cal Soci­ety par Matthias R. Mehl(i), Simine Vazire(ii), Shan­non E. Holleran(i), and C. Shel­by Clark(i)
(2) DRM ou “Day-recon­struc­tion method”. Méth­ode basée sur le bon vouloir des sujets d’études. Ces derniers rap­por­tent quo­ti­di­en­nement toutes leurs activ­ités liées de près ou de loin au sujet de l’étude.
(3) “Elec­tron­i­cal­ly Acti­vat­ed Recorder” ou EAR : Enreg­istreur à acti­va­tion élec­tron­ique.
(4) Le Mod­èle Big Five est une mod­èle psy­chologique s’appuyant sur 5 traits cen­traux de la per­son­nal­ité.
(5) Régres­sion = Méth­ode math­é­ma­tique per­me­t­tant de pren­dre en compte, dans ce cas pré­cis, les biais de con­fu­sion dans les études obser­va­tion­nelles.

(i) Uni­ver­si­ty of Ari­zona.
(ii) Wash­ing­ton Uni­ver­si­ty in St. Louis.

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