Catherine Potard
email: catherine.potard@univ-angers.fr

Baptiste Lignier
email: baptiste.lignier@u-bourgogne.fr.

Audrey Henry
email: audrey.henry@univ-reims.fr.

Psychometric Properties of a French Version of the Narcissistic Personality Inventory in Young Adults

Keywords: narcissism, psychometrics, Narcissistic Personality Inventory, factor analysis

come   L'archive ouverte pluridisciplinaire

Psychometric Properties of a French Version of the Narcissistic Personality Inventory in

Young Adults

Over the past few years, there has been a surge of interest in the measurement of narcissism, sparking considerable debate within the scientific community [START_REF] Alarcon | Debates on the narcissism conundrum: Trait, domain, dimension, type or disorder[END_REF][START_REF] Roche | An integrative approach to the assessment of narcissism[END_REF]. This debate concerns the diversity of conceptualizations of narcissism (normal dimension of personality (continuum from normal to narcissistic) vs. pathological entity (categorical personality disorder)) and its phenotype (grandiosity vs. vulnerability), expression (overt vs. covert), and structure (category vs. dimension vs. prototype) [START_REF] Foster | Are there such thing as "narcissists" in social psychology? A taxometric analysis of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Levy | Subtypes, dimensions, levels, and mental states in narcissism and narcissistic personality disorder[END_REF][START_REF] Miller | Comparing clinical and social-personality conceptualizations of narcissism[END_REF]. Despite these differing approaches, there seems to be agreement that narcissism is characterized by grandiosity, feelings of entitlement and arrogance. The diagnosis of narcissistic personality disorder (NPD) corresponds to the categorical approach, and refers to both the grandiose and vulnerable subtypes of narcissism [START_REF] Pincus | Narcissistic grandiosity and narcissistic vulnerability[END_REF] Those authors who, like the Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-5 (DSM-5), take the dimensional approach, only talk about its grandiose expression (American Psychiatric Association, 2013;[START_REF] Cain | Narcissism at the crossroads: Phenotypic description of pathological narcissism across clinical theory, social/personality psychology, and psychiatric diagnosis[END_REF][START_REF] Miller | Grandiose and vulnerable narcissism and the DSM-5 pathological personality trait model[END_REF]Miller et al., 2011), as they view narcissism as a personality trait solely in its grandiose form. Grandiose narcissism reflects a tendency to display behaviour that is overtly grandiose, entitled and exploitative [START_REF] Cain | Narcissism at the crossroads: Phenotypic description of pathological narcissism across clinical theory, social/personality psychology, and psychiatric diagnosis[END_REF][START_REF] Pincus | Narcissistic grandiosity and narcissistic vulnerability[END_REF]. The Narcissistic Personality Inventory (NPI) is the measure most widely used by researchers adopting this approach [START_REF] Cain | Narcissism at the crossroads: Phenotypic description of pathological narcissism across clinical theory, social/personality psychology, and psychiatric diagnosis[END_REF].

The NPI is a self-report questionnaire that measures subclinical levels of narcissism in nonclinical populations. The first version of the NPI was designed by [START_REF] Raskin | A narcissistic personality inventory[END_REF], and featured 54 items based on the DSM's conceptualization of narcissism. This version yielded a full narcissism score and four subscale scores: Leadership/Authority, Superiority/Arrogance, Self-Absorption/Self-Admiration, and Exploitativeness/Entitlement [START_REF] Emmons | Narcissism: Theory and measurement[END_REF]. In 1988, [START_REF] Raskin | A principal component analysis of the Narcissistic Personality Inventory and further evidence of its construct validity[END_REF] tested a second version on the NPI containing 40 items. This version yielded a full narcissism score and seven subscale scores (Authority, Exhibitionism, Superiority, Entitlement, Exploitativeness, Self-sufficiency, and Vanity), but its internal consistency was inadequate (except for the full scale and the Authority subscale). A subsequent study demonstrated good test-retest reliability of the NPI-40 in an American college student sample, but poor internal consistency for six of the seven subscales (only the Authority subscale and the full scale had adequate consistency [START_REF] Del Rosario | The Narcissistic Personality Inventory: Test-retest stability and internal consistency[END_REF]. Psychometrics regarding the internal consistency of NPI subscales, as well as the underlying factor structure [START_REF] Del Rosario | The Narcissistic Personality Inventory: Test-retest stability and internal consistency[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF], call into question not only the relevance of the seven-factor version, but also the pertinence of the four-factor version [START_REF] Del Rosario | The Narcissistic Personality Inventory: Test-retest stability and internal consistency[END_REF] and indeed the whole notion of a multifactor structure [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Fossati | Psychometric properties of the Italian version of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Raskin | A principal component analysis of the Narcissistic Personality Inventory and further evidence of its construct validity[END_REF]. For their part, [START_REF] Corry | The factor structure of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF] and [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF] each identified two robust factors: leadership/authority and exhibitionism/entitlement, and authority/power and self-admiration (see [START_REF] Ackerman | The effect of response format on the psychometric properties of the Narcissistic Personality Inventory: Consequence for item meaning and factor structure[END_REF] for a synthesis of dimensional solutions to the NPI-40). Three solutions have been proposed so far:

(1) the original seven-factor solution; (2) a four-factor solution (leadership/power; exhibitionism/self-admiration; superiority/arrogance; uniqueness/entitlement) supported by [START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF] and [START_REF] Svindseth | Psychometric examination and normative date for the Narcissistic Personality Inventory 29 item version[END_REF]; and (3) a more recent three-factor solution proposed by Ackerman (2011), featuring Leadership/Authority, Grandiose/Exhibitionism and Entitlement/Exploitativeness subscales.

The NPI-40 is one of the scales most frequently used to measure narcissistic traits, and in Europe, it already exists (in German, Italian, Greek, Swedish and Norwegian language; [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Fossati | Psychometric properties of the Italian version of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Svindseth | Psychometric examination and normative date for the Narcissistic Personality Inventory 29 item version[END_REF] with one-, two-, three-or four-factor structures. However, a French version with an established factor structure and known psychometric properties and validity has yet to be developed. The first goal of the present study was thus to investigate the factor structure and test-retest reliability of a French version of the NPI-40 featuring a Likert-type response format, in line with Ackerman et al.'s recommendations (2016). The specificity of the NPI-40 is that it requires forced-choice responses. Ackerman et al. [START_REF] Ackerman | The effect of response format on the psychometric properties of the Narcissistic Personality Inventory: Consequence for item meaning and factor structure[END_REF] criticized this method, but underlined the relevance of using a Likert-type response scale to probe the NPI's factor structure. Several studies have already done just this [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Corry | The factor structure of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF]. Some previous studies have reported an overlap between the NPI score(s) and the profile of the categorical diagnostic entity NPD [START_REF] Miller | Is research using the narcissistic personality inventory relevant for understanding narcissistic personality disorder[END_REF][START_REF] Pryor | A comparison of the Psychological Entitlement Scale and the Narcissistic Personality Inventory's Entitlement Scale: Relations with general personality traits and personality disorders[END_REF]. One recent study, however, concluded that the NPI is not a valid indicator of NPD, but nonetheless constitutes an appropriate tool for assessing the grandiose aspect of narcissism [START_REF] Vater | The Narcissistic Personality Inventory: A useful tool for assessing pathological narcissism? Evidence from patients with Narcissistic Personality Disorder[END_REF]. Even if controversy remains concerning the relevance of the NPI in subclinical population (see for more details [START_REF] Rosenthal | Further evidence of the Narcissistic Personality Inventory's validity problems: A meta-analytic investigation-Response to Miller, Maples, and Campbell (this issue)[END_REF], several studies demonstrated that this scale is significantly correlated with semi-structured interviews and self-report measures of NPD as well as the expert ratings of prototypical cases of NPD [START_REF] Miller | Is research using the narcissistic personality inventory relevant for understanding narcissistic personality disorder[END_REF][START_REF] Miller | Measure of narcissism and their relations to DSM-5 pathological traits: A critical reappraisal[END_REF][START_REF] Samuel | Convergence of narcissism measures from the perspective of general personality functioning[END_REF][START_REF] Wright | Conceptions of narcissism and the DSM-5 pathological personality traits[END_REF]. These results tend to show that the NPI converges well with other narcissistic measures, such as the Grandiosity Scale of the Pathological Narcissism Inventory [START_REF] Pincus | Initial construction and validation of the Pathological Narcissism Inventory[END_REF] or the scale extracted from the Minnesota Multiphasic Personality Inventory (MMPI) [START_REF] Maxwell | The two faces of Narcissus? An empirical comparison of the Narcissistic Personality Inventory and the Pathological Narcissism Inventory[END_REF][START_REF] Watson | Narcissism and empathy: Validity evidence for the Narcissistic Personality Inventory[END_REF]. The general convergence of the NPI has been studied via correlations with basic personality traits. The NPI's narcissism measure has been compared with Eysenck's scale [START_REF] Watson | Narcissism and empathy: Validity evidence for the Narcissistic Personality Inventory[END_REF] and Costa and McCrae's various measures of the Five Factor Model [START_REF] Miller | Is the Narcissistic Personality Inventory still relevant? A test of independent grandiosity and entitlement scales in the assessment of narcissism[END_REF][START_REF] Pryor | A comparison of the Psychological Entitlement Scale and the Narcissistic Personality Inventory's Entitlement Scale: Relations with general personality traits and personality disorders[END_REF]. Previous research has shown that it is negatively correlated with agreeableness [START_REF] Ackerman | What does the Narcissistic Personality Inventory really measure?[END_REF][START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Corry | The factor structure of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF][START_REF] Miller | Is the Narcissistic Personality Inventory still relevant? A test of independent grandiosity and entitlement scales in the assessment of narcissism[END_REF] and neuroticism [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF], and positively correlated with extraversion [START_REF] Ackerman | What does the Narcissistic Personality Inventory really measure?[END_REF][START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Eliezer | The internalization of the "father" object among young men and its relation to separation-individuation patterns, anxiety and depression[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF][START_REF] Miller | Is research using the narcissistic personality inventory relevant for understanding narcissistic personality disorder[END_REF][START_REF] Miller | Is the Narcissistic Personality Inventory still relevant? A test of independent grandiosity and entitlement scales in the assessment of narcissism[END_REF] and openness [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF]. Furthermore, such results support the idea that narcissism should be related to self-esteem [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF]. In a recent study, narcissistic vulnerability was associated with low levels of explicit self-esteem. The way individuals with high narcissistic grandiosity reported explicit self-esteem was conditioned by their implicit self-view [START_REF] Di Pierro | Narcissistic traits and explicit self-esteem: The moderating tole of implicit self-view[END_REF]. Narcissism and self-esteem both constitute positive views of the self, but are qualitatively different [START_REF] Brummelman | Separating narcissism from selfesteem[END_REF]Thomaes & Brummelman, 2016). In line with this, the second goal of this study was to test convergent validity between NPI-40 scores and other measures such as personality traits and self-esteem.

Given the NPI-40's frequency of use, its ability to assess both normal and pathological narcissism and the importance of narcissistic characteristics in research and psychology [START_REF] Cain | Narcissism at the crossroads: Phenotypic description of pathological narcissism across clinical theory, social/personality psychology, and psychiatric diagnosis[END_REF], the psychometric properties of a French version need to be investigated in order to confirm the reliability and validity of this instrument and its subscales for use with Frenchspeaking populations. Especially, there is no measure of the narcissism in French language to our knowledge. We conducted a two-step procedure to validate the NPI among young French adults, investigating three aspects of its psychometric qualities (internal and convergent validity, and test-retest reliability at 4 weeks). In the first step, we assessed the structure of the NPI by comparing a two-dimensional model of this scale with a four-factor model. Construct validity was investigated by assessing correlations between NPI scores and related psychological constructs. More specifically, psychological constructs were included because higher levels of narcissistic scores are thought to be related to higher scores on selfcentredness, self-esteem, and certain personality traits. We tested the NPI's internal validity by evaluating its structure through (1) exploratory factor analyses (EFA), using SPSS software, and (2) confirmatory factor analyses (CFA) with AMOS software. We also aimed to assess convergent validity by examining the pattern of correlations between the NPI and Big Five personality traits, self-centredness and self-esteem. In the second step, the questionnaire was administered twice, with a 4-week interval, to measure test-retest reliability.

Method

Participants and procedure. Sample 1 comprised 824 participants: 43.2% female (n = 356) and 56.8% male (n = 468). The participants' ages ranged from 13.0 to 35.0 years, with a mean age of 21.46 years (SD = 3.52) (see Table 1), and no significant gender difference (t (822) = 1.30, p = .19), while 27% (n = 223) were employed and 73% (n = 601) were postgraduate students.

Sample 2, used for the CFA, consisted of 312 participants: 75.7% female (n = 236) and 24.3% male (n = 76). Their mean age was 22.71 years (SD = 6.51, range = 17.00-45.00), with no significant gender difference, t(220) = -.89, p = .37. Nearly 44% (n = 98) were employed and 56% (n = 124) were postgraduate students. Descriptive statistics for age and NPI scores are provided in Table 1.

In order to limit fatigue and contamination bias between questionnaires, participants answered no more than 90 items (including sociodemographic data), that is, a maximum of three measures in addition to the NPI, using a random assignment design. Recruitment for this study was conducted in classes and an email invitation sent to interested students or undergraduates. Participants responded anonymously, and all the scales were administered in an online survey. All the data were collected via self-administered questionnaires after an initial invitation was sent out by e-mail. Previous studies [START_REF] Riva | The use of the internet in psychological research: Comparison of online and offline questionnaires[END_REF] had found no difference between paper and online measures for psychological research. The email invitation included an embedded link to the study website. The purpose of the study and the procedures for answering the questionnaires were explained, emphasizing the confidentiality and anonymity of the data. Clear and precise instructions were given, and the importance of giving honest answers was stressed. The numbers of participants who answered each questionnaire are provided in Table 5 (107 completed a self-esteem questionnaire and 591 completed the Big Five Inventory). There were no significant differences in NPI scores or age between these two groups of participants. Students with one or more values missing for the NPI or other assessments were excluded, as were participants aged above 45 years, as narcissism declines in older participants [START_REF] Foster | Individual differences in narcissism: Inflated self-views across the lifespan and around the world[END_REF]. 3.38). This sample of psychology students completed the NPI-Fr twice with a 4-week interval, in accordance with the literature [START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF]. Fifty-eight students (41.72%) did not complete the retest phase and were eliminated from the statistical analysis. There were no differences between these students and the rest of the participants in terms of either sex or NPI scores. For the retest at 4 weeks, the final sample (n = 81) consisted of 68 female (83.95%) and 13 male (16.05%) participants, with a mean age of 19.73 years (SD = 1.66). The test and retest were both administered in the classroom by a researcher. No class incentive was offered.

- --------------------------------------------------------------------------------------------------------Please insert Table 1 about here

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Instruments. The participants completed a demographic questionnaire, the NPI, and three other measures.

The Narcissistic Personality Inventory [START_REF] Raskin | A narcissistic personality inventory[END_REF][START_REF] Raskin | A principal component analysis of the Narcissistic Personality Inventory and further evidence of its construct validity[END_REF] is a 40-item self-report assessment that measures trait narcissism. First, the inventory was translated from English to French, and a back-translation was performed by a professional translator. For this study, we used a Likert-like scale for each of the NPI items, ranging from 0 (Not at all applicable) to 7 (Highly applicable). In accordance with [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF] and [START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF], we retained all 40 narcissistic items of the original forced-choice format. Higher scores indicated higher levels of narcissism. The NPI was first translated into French by two English-speaking. Back-translation methods were used to ensure compatibility between the English and French versions, with the help of a native English speaker.

The self-centred subdimension of the How I Think Questionnaire (HIT-Q; [START_REF] Barriga | How I Think (HIT) Questionnaire manual[END_REF][START_REF] Van Leeuwen | Etudes des qualités psychométriques de la version français du How I think Questionnaire dans un échantillon d'adolescents français[END_REF] was used as a convergent egocentrism measure. This subscale consists of nine items assessing self-centred attitudes and beliefs (egocentric bias) (e.g., 'If I see something I like, I take it') that are rated on 6-point Likert-like scales ranging from Totally agree to Totally disagree (mean score). The higher the score is, the higher the level of self-centredness is. Our French version of this subscale showed good internal consistency (ɑ = .71).

The French version (BFI-FR) of the Big Five Inventory [START_REF] John | The "Big Five" factor taxonomy: Dimensions of personality in the natural language and in questionnaires[END_REF][START_REF] John | The big five trait taxonomy: History, measurement, and theoretical perspectives[END_REF][START_REF] Plaisant | Analyse factorielle du Big Five Inventory français (BFI-Fr). Analyse convergente avec le NEO-PI-R[END_REF]) consists of 45 items. Each item is a short sentence featuring an adjective characterizing one of the Big Five personality dimensions, namely extraversion (energy, enthusiasm), agreeableness (altruism, affection), conscientiousness (constraint, controlling impulses), neuroticism (negative affectivity, nervousness), and openness (originality, open-mindedness) [START_REF] John | The big five trait taxonomy: History, measurement, and theoretical perspectives[END_REF]. Participants are asked to quantify each characteristic (e.g., being talkative, having a tendency to criticize others, working conscientiously) on a 5-point Likert scale ranging from Strongly disapprove to Strongly approve. A mean score is calculated for each dimension. The BFI-FR is valid and sensitive to adolescents and young adults [START_REF] Plaisant | Analyse factorielle du Big Five Inventory français (BFI-Fr). Analyse convergente avec le NEO-PI-R[END_REF].

The Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES; [START_REF] Rosenberg | Conceiving the self[END_REF][START_REF] Vallières | Traduction et validation canadienne-française de l'échelle d'estime de soi de Rosenberg[END_REF]) measures overall feelings of self-worth via 10 items (e.g., "On the whole, I am satisfied with myself") rated on 4-point Likert-like scales ranging from Strongly agree to Strongly disagree. Scores range from 10 to 40, with higher scores indicating higher self-esteem.

Originally designed to measure the self-esteem of secondary-school students, the scale has been used with a variety of age and cultural groups. It is widely held to be one-dimensional and has excellent internal consistency ranging from .72 to .92.

Results

Exploratory factor analyses. To test for internal validity, we ran a series of EFAs, adopting the principal component extraction method. In accordance with the original American studies, we applied an oblique rotation (oblimin), owing to the interdependence of the factors that make up the NPI. Factors were extracted and confirmed on the basis of scree-test criteria [START_REF] Cattell | The scree test for the number of factors[END_REF] and eigenvalues greater than one. An item was considered to contribute to a factor when the factor loading was above .35, in line with other studies of the NPI (e.g., [START_REF] Ackerman | What does the Narcissistic Personality Inventory really measure?[END_REF][START_REF] Emmons | Narcissism: Theory and measurement[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Raskin | A principal component analysis of the Narcissistic Personality Inventory and further evidence of its construct validity[END_REF] and as recommended by [START_REF] Hatcher | A step by step approach to using SAS for factor analysis and structural equation modeling[END_REF] and [START_REF] Matsunaga | How to factor-analyze your data right: Do's, don'ts, and how-to's[END_REF].

The EFA results pointed to the presence of nine factors. These had a total eigenvalue of 22.88 and accounted for 57.20% of the variance. These factors contained many ambiguities of meaning, and some items saturated with several factors. Given the relative magnitude of the first two factors, compared with the other seven, these results suggested that the items of the NPI primarily measure two underlying dimensions of narcissism. When we reran the EFAs with only two factors, 33 NPI items loaded more than .35 on these factors and explained 31.60% of the variance (see Table 2). The first factor was saturated by 20 items with eigenvalues totalling 9.84, and accounted for 24.06% of the variance. This first factor was related to power/authority (e.g., "People always seem to recognize my authority."). It should be noted that Item 34 ("I am going to be a great person.") cross-loaded onto Factors I (.46) and II (.37). Despite its cross-loading, this item was retained on the factor with the highest loading [START_REF] Matsunaga | How to factor-analyze your data right: Do's, don'ts, and how-to's[END_REF], that is, power/authority (Factor I). The second factor consisted of 13 items and appeared to represent an exhibitionism/self-admiration component.

It was evaluated by items such as "I really like to be the centre of attention". This factor explained 7% of the total variance. The two factors were positively correlated (r = .35, p > .001).

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-------------------------------------------------------------------------------------------------------- Please insert Table 2 about here ---------------------------------------------------------------------------------------------------------
We then ran a three-factor solution, with an eigenvalue of 14.57, accounting for 36.44% of the total variance. As with the seven-factor solution, these factors did not all appear to represent a meaningful domain of narcissism. A scree plot suggested the possible presence of four factors, which accounted for 40.96 % of the variance and were logically consistent (eigenvalue: 16.38). Of the 40 items, seven loaded less than .35, and factor loadings ranged from .35 to .76 (see Table 2). The first factor, leadership/authority, consisted of nine items. This factor explained 24.60% of the total variance. Item 8 ("I will be a success") crossloaded onto Factors I (.44) and III (.39). Despite its cross-loading, this item was retained on the factor with the highest loading. The second factor, which could be regarded as grandiosity/exhibitionism, included 13 items (e.g., "I see myself as a good leader") and accounted for 7.00 % of the total variance. The third factor (special person) explained 4.84% of the total variance, and included six items (e.g., "I am an extraordinary person"). In this factor, Items 22 and 34 cross-loaded. Item 22 ("I rarely depend on anyone else to get things done") was excluded because it had a significant loading on three factors. Item 34 ("I am going to be a great person") was retained on Factor III because it had a strong conceptual fit with the special person dimension. The fourth factor, comprising five items, concerned exploitativeness/entitlement (e.g., "I find it easy to manipulate people"). Factor IV accounted for 4.52 % of the variance. All four factors were positively correlated (see Table 3).

Cronbach's alpha coefficients showed that each of the factors in these two-and fourfactor solutions had adequate internal consistency (for more details, see Table 2).

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-------------------------------------------------------------------------------------------------------- Please insert Table 3 about here ---------------------------------------------------------------------------------------------------------
Confirmatory factor analysis. We ran a CFA on an independent sample (Sample 2) to test the dimensional structures of the NPI. The models we investigated had either two or four factors, corresponding to the exploratory factor analysis (EFA) solutions considered earlier.

Seven items from the original NPI were excluded from each of these solutions because of their negligible factor loadings. CFA provides information on how well the data fit the proposed hypothetical model. The five indices we considered to test each model's goodness-of-fit were the χ²/df ratio, the goodness-of-fit index (GFI), the Bentler comparative fit index (CFI), the standardized root mean square residual (SRMR) and the root mean square error of approximation (RMSEA). Although there is no consensus regarding an acceptable χ²/df ratio, recommendations range from below 5.0 to 2.0. Both the GFI and the CFI range from 0 to 1.00, with a value greater than .90 generally being taken to indicate an acceptable fit. SRMR and RMSEA values below .08 can be regarded as acceptable, and the lower they are the better [START_REF] Hu | Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternative[END_REF]. Table 4 displays the fit indices of the two models.

In this study, the four-factor NPI model was found to be the best fit. The majority of the indices for the four-factor model were good (χ²/df ratio, RMSEA, CFI, SRMR), and only one was poor (GFI), indicating an acceptable fit. The two-factor model had a poor fit. Another criterion on which models can be compared is the expected cross-validation index (ECVI),

where the lower the value the better the fit. The ECVI value of the four-factor model (3.6) was slightly lower than that of the two-factor model (4.6). The four-factor model therefore represented a slight improvement, in accordance with the EFA findings of the original and replicating studies of this questionnaire, once again indicating the suitability of the fourdimensional structure of the NPI-Fr. Figure 1 shows the model we chose. The final version of the questionnaire is provided in Appendix A.

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-------------------------------------------------------------------------------------------------------- Please insert Table 4 about here ---------------------------------------------------------------------------------------------------------
Construct validity. We assessed the NPI's construct validity by calculating Pearson's correlation coefficients to examine the relationships between the participants' NPI scores and their scores on self-centredness, self-esteem, and the Big Five personality dimensions, which have all been linked to narcissistic traits. We observed positive correlations between the Selfcentred subscale of the HIT-Q and all dimensions of the NPI (r = .28-.38, p < .001). We also found close relationships between the convergent self-esteem measure (RSES) and some of the NPI subscales, with Pearson's correlations ranging from .33 to .36 (p < .001). As expected, NPI scores were negatively linked to the Agreeableness and Neuroticism scores, and positively related to the Extraversion and Openness scores. More details of the correlations are shown in Table 5.

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-------------------------------------------------------------------------------------------------------- Please insert Table 5 about here ---------------------------------------------------------------------------------------------------------
Test-retest reliability. To verify the NPI's test-retest reliability, we calculated the correlations between the test and retest scores. The mean scores, standard deviations, and internal consistency are set out in Tables 1 and6. For this step, some participants (n = 81)

were assessed 4 weeks after the first assessment. The test-retest correlations indicated satisfactory reliability for all four subscales (test-retest correlation greater than .80). These results support the notion that narcissism is a personality trait that is relatively stable over time. They are consistent with previous findings on NPI reliability (test-retest correlation between .57 and .93). Internal consistency (Cronbach's alpha) for the NPI-Fr subdomains was high (.77-.90). Cronbach's alpha is a coefficient of consistency used to describe the reliability of psychometric instruments, and a value of .70 is considered to be the minimum level of reliability.

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-------------------------------------------------------------------------------------------------------- Please insert Table 6 about here ---------------------------------------------------------------------------------------------------------

Discussion

There is a clear need for valid and reliable narcissistic trait screening instruments in contexts of psychological practice and research. The NPI-40 is one of the most commonly used self-report questionnaires, designed to measure narcissism in a variety of dimensions (power, entitlement, arrogance, self-admiration, etc.). In France, a validated version of the 40item NPI could provide a quick measurement of the various narcissism components, and would surely prove useful in a variety of settings. The aim of the present study was therefore to investigate the psychometric properties of a French version of the NPI (NPI-Fr), so that the NPI could be used for French samples.

The results of previous studies of the 40-item NPI had raised doubts about the most appropriate number of factors. The first step in the present study was therefore to investigate the NPI's factor structure. The EFA yielded two solutions, the first of which was a two-factor model. Its two narcissism components, comparable to the theoretical subdimensions of the NPI identified in a previous study in a Scottish sample [START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF], were power/authority, related to exerting power and expecting to be recognized as superior, and exhibitionism/self-admiration, which reflects a need for constant attention and admiration.

The second solution was a four-factor model similar to that reported in the above-mentioned studies [START_REF] Emmons | Narcissism: Theory and measurement[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Svindseth | Psychometric examination and normative date for the Narcissistic Personality Inventory 29 item version[END_REF] with leadership/authority (dominant, need to exert authority over others), grandiosity/exhibitionism (grandiose sense of self-importance, vanity), special person (fantasies of unlimited success, inflated opinion of their talents), and exploitativeness/entitlement (interpersonal exploitativeness and expectation of special favours) factors. Seven items of the original NPI were excluded from each of these solutions because of their negligible factor loadings. The CFA confirmed the usefulness of the four-factor solution for measuring the narcissism trait in the French young adult population.

The four-factor model appeared to be the most satisfactory, with both acceptable fit indices and a good internal consistency coefficient, in accordance with previous studies [START_REF] Corry | The factor structure of the Narcissistic Personality Inventory[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF]. As expected, the subdomains of narcissism were correlated positively with the egocentrism bias, self-esteem, and the extraversion and openness traits.

These results are in line with several studies investigating links between narcissism and other related constructs such as neuroticism and self-esteem (e.g. [START_REF] Ackerman | What does the Narcissistic Personality Inventory really measure?[END_REF][START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Kubarych | The Narcissistic Personality Inventory: Factor structure in a non-clinical sample[END_REF]. Test-retest reliability was satisfactory, indicating that the NPI-Fr scale is relatively stable over time. Internal consistency was satisfactory, and entirely comparable to that reported in other studies [START_REF] Barelds | Narcissistic Personality Inventory: Structure of the adapted Dutch version[END_REF][START_REF] Del Rosario | The Narcissistic Personality Inventory: Test-retest stability and internal consistency[END_REF][START_REF] Kansi | The Narcissistic Personality Inventory: Applicability in a Swedish population sample[END_REF][START_REF] Svindseth | Psychometric examination and normative date for the Narcissistic Personality Inventory 29 item version[END_REF].

Some limitations of our study warrant mention. Measure of DSM-5 personality constructs were not included; clinical characteristics of narcissism should test the discriminant validity. In addition, the study was also limited in some external criteria used to evaluate the validity of the NPI-Fr's score. Other pathological personality traits (e.g. illusory superiority, self-deception, narcissistic admiration and rivalry) should be empirically examined.

Nevertheless, to our knowledge, questionnaires for assessing these constructs do not exist in French. Finally, our sample for the test-retest study was quite small and only students, and was also limited in terms of demographic representation. Thus more studies are clearly needed for increase confidence in the general applicability of the results. We did not include participants over 45 years, as narcissism has been found to decline in older individuals [START_REF] Foster | Individual differences in narcissism: Inflated self-views across the lifespan and around the world[END_REF], although it may also just be more hidden, with the trait taking on other manifestations with age. Digital surveys have another important limitation: the impossibility of performing attrition analysis.

For a measuring instrument to be used with confidence, it must be reliable, sensitive and specific. The NPI had previously been validated in a variety of languages or cultures, but not in French. The two studies we conducted demonstrated good internal consistency and reliability for our French version. This instrument therefore represents a potentially relevant tool for French-speaking health professionals. Even if some authors argue that the NPI assesses more normal than pathological narcissism due in part to its positive correlations with self-esteem, several results and a recent one suggest that it's a good measure of DSM-IV and DSM-5 NPD [START_REF] Miller | Measure of narcissism and their relations to DSM-5 pathological traits: A critical reappraisal[END_REF]

Sample 3 ,

 3 used solely to examine the test-retest reliability of the NPI-Fr, comprised 139 first-year undergraduates aged over 16 and under 45 years (Mage = 20.43 years, SD =

  35), and the items were retained in the solution. Items with factor loading below .35 are shown in italics. For the four-factor solution: L/A = leadership/authority; G/E = grandiosity/exhibitionism; SP = special person; EE = exploitativeness/entitlement. For the two-factor solution: P/A = power/authority; E/SA = exhibitionism/self-admiration.

Figure 1

 1 Figure 1Model of the NPI-Fr analysed with AMOS

  . The NPI-Fr may provide a useful measure of normal and pathological aspects of narcissism in clinical practice and research. The NPI-Fr (33 items) Loadings marked in bold had a valid factor loading (≥ .

	adjustment. In accordance with Kubarych et al. (2004), we recommend using a Likert Table 1 Table 2 35. I can make anybody believe anything I want them to. .02 .04 -.01 -.75	.55 .06
	36. I am a born leader.					.47 .19 -.01 -.39	.61 .25
	response format, which facilitates NPI-Fr factor analysis and measures the dimensionality of Descriptive statistics for all three samples and both sexes Exploratory factor analyses of the NPI-40: two-and four-factor models 37. I wish somebody would someday write my biography. -.18 .49 .20 -.16	.03 .50
	narcissistic traits better (across a continuum). Additional studies are needed to improve the Four-factor model Two-factor model public. 38. I get upset when people don't notice how I look when I go out in -.10 .58 .03 -.12	Two--.05 .60
	Four-factor model -.15 .17 .56 -.34 NPI-Fr's psychometric properties in a general French sample. Gender differences in NPI-Fr 39. I am more capable than other people. scores need to be considered further, while future research should also verify the scale's ability to identify clinical patients with NPD. L/A G/E SP EE P/A E/SA M (SD) M (SD) M (SD) M (SD) M (SD) M (SD) Sample 1 (n = 824) Female 3.46 3.13 3.47 3.74 3.68 3.13 40. I am an extraordinary person. -.08 .31 .64 -.07 L/A G/E SP EE Eigenvalue 9.84 2.8 0 1.9 3 1.81 Variance explained (%) 24.6 0 7.0 0 4.8 4 4.52	factor .43 .20 .31 .34 model E/S 9.8 2.80 4 P/A A 24. 06 7.00
	(n = 356) Cronbach's ɑ Note.	(1.14)	(.88)	(1.03)	(1.12)	(.88) .87 .81 .73 .78 (.88)	.89 .88
	Male	3.78	3.23	3.93	4.41	4.10	3.23
	(n = 468)	(1.23)	(1.01)	(1.19)	(1.29)	(.98)	(1.01)
	Student's t	***	ns	***	***	***	ns
	Sample 2 (n = 312)
		3.34	2.92	3.27	3.8	3.59	2.92
		(1.22)	(.95)	(1.17)	(1.30)	(1.02)	(.95)
	Sample 3 (n = 81)
	T1	3.24	2.89	3.19	3.69	3.51	2.89
	(n = 139)	(1.21)	(.90)	(1.13)	(1.28)	(1.03)	(.90)
	T2	3.30	2.93	3.15	3.68	3.54	2.93
	(n = 81)	(1.10)	(.86)	(.99)	(1.22)	(.93)	(.86)
	Note. LA = leadership/authority; G/E = grandiosity/exhibitionism; SP = special person; EE =
	exploitativeness/entitlement; P/A = power/authority; E/SA = exhibitionism/self-admiration.
	***p < .001.
	captures multidimensional aspects of narcissism and can be employed by French researchers
	without requiring from any special training. It is therefore especially appropriate for
	examining differential influences on specific domains of narcissism on psychosocial

Table 3

 3 Correlations between factors of the NPI (four-factor model) Note. LA = leadership/authority; G/E = grandiosity/exhibitionism; SP = special person; EE = exploitativeness/entitlement; ***p < .001.

		L/A	G/E	SP	EE
	L/A	1.00	.53***	.54***	.52***
	G/E		1.00	.48***	.33***
	SP			1.00	.43***
	EE				1.00

Table 4

 4 Fit indices of the confirmatory factor analysis models Note. df = degrees of freedom; GFI = goodness-of-fit index; SRMR = standardized root mean square residual; RMSEA = root mean square error of approximation; CFI = Bentler comparative factor analysis; ECVI = expected cross-validation index.

		χ²/df	GFI	CFI	SRMR	RMSEA	ECVI
	Two-factor	2.699	.801	.828	.067	.073	4.619
	model
	Four-factor	2.039	.847	.902	.056	.058	3.618
	model

Table 5

 5 Correlations between self-esteem, personality traits and the NPI dimensions Note. LA = leadership/authority; G/E = grandiosity/exhibitionism; SP = special person; EE = exploitativeness/entitlement. * p < .05. ** p < .01. *** p < .001. Internal consistency and test-retest correlations for the NPI (Pearson correlations) Note. LA = leadership/authority; G/E = grandiosity/exhibitionism; SP = special person; EE = exploitativeness/entitlement. *** p < .001.

			Four-factor model
		L/A	G/E	SP	EE
	Self-esteem (n = 107)	.36***	ns	.33***	ns
	Self-Centred (n = 140)	.32***	.38***	.31***	.28***
	Extraversion (n = 591)	.44***	.29***	.11**	.23***
	Agreeableness (n = 591)	.01	.04	-.13**	.00
	Conscientiousness (n = 591)	.16***	-.08	-.00	.00
	Neuroticism (n = 591)	-.21***	.05	-.09*	-.15***
	Openness (n = 591)	.19***	.20***	.29***	.29***

Conflict of Interest

The authors report no conflicts of interest.


Catherine Potard

Validation française du Questionnaire du sentiment d'invulnérabilité a` l'adolescence

Keywords: validation, invulnérabilité, évaluation, comportements a` risque validation, invulnerability, assessment, risky behaviour

Nous avons étudié les qualités psychométriques de la version françcaise de l'Adolescent Invulnerability Scale (AIS), au moyen d'un large échantillon de jeunes Français. La version française de l'AIS (AIS-Fr) a été administrée dans le cadre de deux études. Dans l'Étude 1, les sujets ont également rempli d'autres questionnaires (problématique internalisée, externalisée, égocentrisme) afin de tester la validité convergente. Les analyses factorielles ont mis en évidence une structure en trois facteurs de l'AIS-Fr : invulnérabilité au danger, invulnérabilité interpersonnelle et invulnérabilité psychologique, avec une qualité d'ajustement du modèle avérée. Ce résultat est conforme a` la version originale. La cohérence interne de ces trois facteurs est acceptable. Les corrélations de Pearson montrent que l'AIS-Fr corrèle modérément avec l'égocentrisme, les conduites addictives et les symptômes dépressifs. Le test-retest a` trois semaines (Étude 2) est satisfaisant pour deux facteurs, le facteur invulnérabilité psychologique semble moins stable dans le temps. La version française de l'AIS semble être un questionnaire fiable, qui présente une structure factorielle stable dans le temps.

ex., [START_REF] Ajzen | The personal fable and risk-taking in early adolescence[END_REF]Greene et al., 2000). Le sentiment d'invulnérabilité, c'est-a `-dire l'illusion personnelle d'être immunisé contre les risques ou les dangers qui peuvent toucher les autres, diminue la perception du risque (Fischhoff, Bruine de Bruin, Parker, Millstein & Halpern-Felsher, 2010) et accroit l'engagement dans des conduites addictives (alcool, cannabis, tabac; Aalsma, [START_REF] Aalsma | Personal fables, narcissism, and adolescent adjustment[END_REF]Lapsley et al., 2005;[START_REF] Milam | Perceived invulnerability and cigarette smoking among adolescents[END_REF] et autres conduites a` risque (sexuelles, risques routiers; [START_REF] Crosby | Combating the illusion of adolescent invincibility to HIV/AIDS[END_REF][START_REF] Ravert | Sensation seeking and danger invulnerability: Paths to college student risk-taking[END_REF][START_REF] Rojas-Murcia | Ilusion de invulnerabilidad, estereotipos y perception de control del SIDA en universitarios[END_REF][START_REF] Wickman | Invincibility fable: Tool development to measure invincibility[END_REF]. De nombreuses campagnes de prévention et de prise en charge visent d'ailleurs a` un changement de comportements chez les jeunes au moyen d'une remise en question de ce biais d'optimisme ou d'immunisation personnelle (Fischhoff, Downs & Bruine de Bruin, 1998;[START_REF] Millstein | Perceptions of risk and vulnerability[END_REF][START_REF] Wickman | The adolescent perception of invincibility and its influence on teen acceptance of health promotion strategies[END_REF]. Un second résultat faisant consensus souligne l'existence d'un sentiment d'invulnérabilité plus élevé chez les hommes comparativement aux femmes a` tous les âges [START_REF] Ajzen | The personal fable and risk-taking in early adolescence[END_REF][START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF]Gossens, Beyers, Emmen & Van Aken, 2002).

Dans un premier temps, le sentiment d'invulnérabilité (Elkind, 1967(Elkind, , 1985) ) a donc été décrit comme une tendance spécifique a` l'adolescence, s'atténuant a` la fin de cette période. Cependant, ces dernières années, une nouvelle conceptualisation du sentiment d'invulnérabilité est proposée (Gossens et al., 2002;Lapsley, 1993). En effet, contrairement au postulat des psychologues développementaux a` l'origine de cette notion de fable personnelle, de récents travaux ont mis en exergue l'existence d'un sentiment d'invulnérabilité, si ce n'est supérieur, a ` minima identique chez les jeunes adultes et les adolescents [START_REF] Aalsma | Personal fables, narcissism, and adolescent adjustment[END_REF]Frankenberger, sité d'Angers, EA 4638, Maison de la Recherche Germaine Tillion, Bur.209, 5 bis, Boulevard Lavoisier, 49045 Angers Cedes 01. Courriel : catherine.potard@univ-angers.fr 2 POTARD 2000). Il s'avère, de plus, que les adolescents et les jeunes adultes se distinguent par des scores plus élevés en sentiment d'invulnérabilité que les adultes (≥ 31 ans). Ces résultats vont a` l'encontre d'une spécificité cognitive de l'adolescence au profit d'une problématique développementale de l'égo, telle qu'élaborée par Lapsley (1993;[START_REF] Lapsley | Subjective invulnerability, optimism bias and adjustment in emerging adulthood[END_REF]. PPar ailleurs, il a été également découvert que les jeunes adultes tendent a` s'exposer a` plus de conduites risquées que leurs aînés et leurs cadets [START_REF] Arnett | Emerging adulthood. A theory of development from the late teens through the twenties[END_REF][START_REF] Park | The health status of young adults in the United States[END_REF]. Au regard de ces constats, Lapsley et ses collaborateurs [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF][START_REF] Lapsley | Separation-individuation, adult attachment style, and college adjustment[END_REF][START_REF] Lapsley | Subjective invulnerability, optimism bias and adjustment in emerging adulthood[END_REF] ont souligné l'importance de disposer d'outils valides et fiables évaluant cette disposition a` l'égocentrisme et au sentiment d'invulnérabilité dans une perspective plus élargie que strictement typique de l'adolescence. À partir d'une reformulation du modèle proposé par Elkind (1967), ces auteurs ont construit une échelle mesurant les trois facettes de la fable personnelle. À cet effet, ils proposèrent ainsi la New Personal Fable Scale (NPFS; [START_REF] Lapsley | Separation-individuation and the "New Look" at the imaginary audience and personal fable: A test of an integrative model[END_REF], un auto-questionnaire composé de 46 items qui produit un score total et des scores séparés pour l'omnipotence, le sentiment d'être unique et l'invulnérabilité. Cependant, la spécificité de ces trois sous-échelles demeure confuse (Gossens et al., 2002), et les auteurs ont peu a` peu individualisé chacune de ces dimensions de la fable personnelle. Cela a donné lieu, au cours des années 2000, a` la création de trois outils distincts : la Subjective Omnipotence Scale, l'Adolescent Uniqueness Scale et l'Adolescent Invulnerability Scale [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF].

Composée de 20 items, l'AIS [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF] permet de cerner deux facettes du sentiment d'invulnérabilité chez les jeunes (Mâge = 20,1 ans). L'invulnérabilité au danger représente une perception subjective d'être invincible ou invulnérable a` l'égard des risques externes (accident). L'invulnérabilité psychologique reflète un sentiment d'immunisation personnelle a` l'égard de la détresse psychologique [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF][START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF]. Ce premier découpage factoriel révèle une bonne cohérence interne (ɑ = 0,73 et 0,76). Lapsley et ses collaborateurs [START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF] ont entrepris une seconde validation structurelle de l'AIS en trois facteurs : invulnérabilité au danger, invulnérabilité interpersonnelle et invulnérabilité générale (correspondant au facteur invulnérabilité psychologique). L'invulnérabilité interpersonnelle réfère a` une invulnérabilité ressentie a` l'égard de la désapprobation ou du jugement social. Identiquement, ce modèle en trois facteurs possède des indices acceptables de cohérence interne (ɑ = 0,76, 0,72 et 0,83 respectivement). L'échantillon de cette seconde étude étant de jeunes adolescents (Mâge = 13,2 ans), les auteurs ne concluent pas a` la supériorité d'un modèle factoriel sur l'autre. En revanche, ces travaux (Hill, Duggan & Lapsley, 2012;[START_REF] Lapsley | Subjective invulnerability, optimism bias and adjustment in emerging adulthood[END_REF] soulignent la pertinence d'un modèle multidimensionnel du sentiment d'invulnérabilité rendant compte que cette disposition puisse être a` la fois un facteur de risque pour la santé, comme précédemment souligné, mais aussi un facteur protecteur (Gossens et al., 2002;[START_REF] Lapsley | Separation-individuation and the "New Look" at the imaginary audience and personal fable: A test of an integrative model[END_REF]. En effet, particulièrement la dimension invulnérabilité psychologique a été corrélée a` moins de symptômes dépressifs [START_REF] Aalsma | Personal fables, narcissism, and adolescent adjustment[END_REF][START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF]) et a` de meilleures stratégies de coping [START_REF] Lapsley | Subjective invulnerability, optimism bias and adjustment in emerging adulthood[END_REF].

Ces premiers résultats sont encourageants et soutiennent la nécessité de disposer d'un outil valide pour l'évaluation du sentiment d'invulnérabilité chez les jeunes, la capacité a` discerner et a` évaluer les risques ayant un rôle majeur dans la prise de décision comportementale (Fischhoff, 2008;[START_REF] Wickman | The adolescent perception of invincibility and its influence on teen acceptance of health promotion strategies[END_REF]. À l'heure actuelle, les chercheurs et les praticiens francophones ne disposent d'aucun outil standardisé a` cet effet. Aussi, l'objectif de cette étude est de tester les qualités psychométriques de la version française de l'AIS (AIS-Fr) auprès d'une population d'adolescents et de jeunes adultes français. Cette étude investigue la validité interne, la validité de construit (convergente) et la stabilité temporelle de l'AIS-Fr.

Étude 1

Objectif L'objectif de cette étude est de tester la validité interne de la version française de l'AIS. Afin de vérifier la structure interne de ce questionnaire, dans un premier temps, des analyses factorielles exploratoires (AFE) ont été menées afin de déterminer la meilleure structure factorielle pour l'AIS-Fr. Ensuite, des analyses factorielles confirmatoires (AFC) ont été conduites afin de déterminer la qualité d'ajustement de ces structures factorielles. Cette étude a été également conçue pour vérifier la validité convergente de l'AIS-Fr, en examinant les corrélations entre les facteurs de ce questionnaire et cinq autres construits psychologiques et comportementaux reconnus comme étant liés au sentiment d'invulnérabilité chez les jeunes (conduites addictives, autres conduites a` risque, égocentrisme et dépression). Plus précisément, dans la continuité des travaux précédemment évoqués, il était attendu que les jeunes ayant des scores élevés en sentiment d'invulnérabilité présenteraient davantage de problématiques externalisées, telles que les conduites a` risque, un égocentrisme plus marqué et des problématiques internalisées (symptômes dépressifs) moins importantes.

Participants

L'échantillon constitué pour cette étude comprend 634 adolescents et jeunes adultes français âgés entre 12 et 35 ans : 71,3 % sont des femmes (n = 452) et 28,7 % des hommes (n = 182). L'âge moyen des sujets est de 22,71 ans (É.-T. = 3,80), sans différence significative d'âge selon le sexe, t(632) = 0,17, p = 0,07. Soixante-quatorze pour cent des sujets (n = 470) étaient aux études au moment du recueil de données et 26 % (n = 165) exerçaient une profession rémunérée. Cinquante-huit pour cent des jeunes habitaient en zone urbaine (n = 368), 17,8 % (n = 113) en zone périurbaine et 24,2 % (n = 153) en zone rurale. Les caractéristiques sociodémographiques de l'échantillon étudié sont présentées dans le Tableau 1. Cet échantillon a été redistribué aléatoirement par le logiciel Statistica afin de le diviser en deux; le premier échantillon (n = 316; Mâge = 22,88 ans; É.-T. = 3,75) est dédié aux analyses factorielles exploratoires, et le second aux analyses factorielles confirmatoires (n = 318; Mâge = 22,41 ans; É.-T. = 3,78). Cette procédure suit les recommandations posées par différents auteurs [START_REF] Brown | Confirmatory factor analysis for applied research[END_REF][START_REF] Costello | Best pratices in exploratory factor analysis: Four recommandations for getting the most from your analysis[END_REF]. Les statistiques descriptives concernant les scores a` l'AIS-Fr de l'Étude 1 se trouvent dans le Tableau 2.

Mesures

Les participants ont répondu aux 20 items de la version française de l'AIS. Chaque item de ce questionnaire auto-reporté de Vallerand (1989). Cette dernière a été réalisée par deux universitaires et un traducteur professionnel. À la suite de cette procédure, les items de l'AIS en français ont été pré-testés auprès d'une dizaine d'étudiants afin de s'assurer de leur bonne compréhension.

En complément de l'AIS-Fr, trois questionnaires ont été administrés afin de tester la validité convergente. Identiquement a` la validation de la version originale, nous avons utilisé une mesure de la dépression, le Beck Depression Inventory dans sa version française [START_REF] Bourque | Étude psychométrique du questionnaire de dépression de Beck auprès d'un échantillon d'étudiants universitaires francophones[END_REF]. Cette échelle de mesure de profondeur de la dépression, en auto-évaluation, comprend 13 items a` choix multiples. Plus la note (score global) est élevée, plus le sujet est déprimé. Cet inventaire présente une bonne fiabilité interne (ɑ = 0,82). Il est postulé que les sujets ayant un fort sentiment d'invulnérabilité présentent des scores moins élevés dans les problématiques internalisées, telle que les symptômes dépressifs.

Par ailleurs, le sentiment d'invulnérabilité étant conceptualisé comme un marqueur de la triade de la fable personnelle précédemment évoquée, nous avons choisi également de procéder a` une mesure d'égocentrisme. Cette dernière est évaluée a` l'aide de la sous-dimension « Égocentrisme » du How I Think Questionnaire, version française (HIT-Q, [START_REF] Van Leeuwen | Étude des qualités psychométriques de la version française du How I Think Questionnaire dans un échantillon d'adolescents français[END_REF]. Ce questionnaire auto-administré évalue les distorsions cognitives auto-complaisantes. La sous-dimension Égocentrisme, composée de 8 items, mesure la présence des cognitions égocentriques chez les sujets. Plus le score est élevé, plus le sujet présente une tendance égocentrique (ɑ = 0,73). D'autres auteurs s'accordent sur une relation étroite entre le sentiment d'invulnérabilité et la prise de risques chez les jeunes adultes. Aussi, nous avons utilisé les mesures suivantes de comportements addictifs. L'Alcohol Use Disorders Test (AUDIT; Gache et al., 2005), version française, a été utilisé comme mesure de la consommation d'alcool au cours des 12 derniers mois (ɑ = 0,88). Plus le score issu de la somme de ces 10 items est élevé, plus le niveau de consommation d'alcool est élevé. Le Cannabis Abuse Screening Test (CAST; [START_REF] Legleye | Validation of the CAST, a general cannabis cbuse screening test[END_REF] a été utilisé comme évaluation des comportements d'usage du cannabis. Pour cette échelle de 6 items (ɑ = 0,81), un score élevé indique un risque accru de dépendance au cannabis. Enfin, un item évaluait la fréquence de conduite automobile sous l'emprise de l'alcool au cours des trois derniers mois pour les jeunes ayant le permis (de 0 = jamais, a` 7 = tous les jours).

Procédure

Après avoir sollicité, sur la base du volontariat, les jeunes Français par l'entremise de leurs établissements scolaires ou les réseaux sociaux pour participer a` une recherche en psychologie portant sur leur perception des risques, les adresses e-mail des bénévoles ont été récupérées par l'expérimentateur. Après avoir obtenu le consentement libre et éclairé des participants ou des tuteurs légaux, pour les adolescents mineurs, le questionnaire a été envoyé individuellement par courriel, par les expérimentateurs, au cours de la période d'octobre 2014 a` janvier 2015. De récents travaux ont souligné la validité des collectes de données électroniques (Gosling, Vazire, Srivastava & John, 2004). Toutes les données ont été recueillies par questionnaires auto-administrés a` l'aide du logiciel Limesurvey, accompagnés d'une notice explicative de la procédure de réponse pour chaque questionnaire et des informations relatives a` l'anonymat et a` la confidentialité des données recueillies. La durée moyenne de passation était de 15-20 minutes. La participation a` cette étude était volontaire et n'a fait l'objet d'aucune compensation.

Analyses statistiques

Dans le cadre de cette étude, nous avons procédé a` des tests t pour comparaison de groupes, afin de tester les différences de scores a` l'AIS-Fr selon le sexe. Afin d'analyser la structure factorielle de l'AIS-Fr, des analyses factorielles exploratoires et confirmatoires ont été menées, sous les logiciels Statistica et Amos. Des corrélations de Bravais-Pearson et des alpha de Cronbach ont également été calculés. Le seuil de significativité minimal retenu dans cette recherche a été de p < 0,05.

Résultats

Analyses factorielles exploratoires et cohérence interne. Pour tester la validité interne de l'AIS-Fr, une série d'AFE (méthode d'extraction en composantes principales) a été menée avec rotation Varimax du fait de l'indépendance des facteurs composant l'AIS et conformément aux choix faits par les auteurs de l'AIS [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF][START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF]. Les facteurs sont extraits sur la base de l'analyse du tracé des valeurs propres (critères de Cattell) et des valeurs propres supérieures a` 1 (critère de Kaiser). Un item est considéré comme contribuant significativement a` un facteur quand son poids factoriel est supérieur ou égal a` 0,40, conformément aux recommandations de Matsunaga (2010) et au choix de l'auteur original de l'AIS [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF][START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF].

Les résultats de l'AFE suggèrent la présence de six facteurs ayant une valeur propre supérieure a` 1. Le total des valeurs propres s'élève a` 11,29 et explique 56,46 % de la variance. Ces facteurs contiennent de nombreuses ambigüités de sens, et certains items (n = 8) saturent dans plusieurs facteurs. De plus, trois des six facteurs contiennent seulement deux items. Compte tenu du poids factoriel des deux ou trois premiers facteurs comparativement aux autres, l'AFE suggèrent que les items de l'AIS mesurent principalement deux ou trois dimensions du sentiment d'invulnérabilité. Aussi, nous avons conduit une première AFE forcée a` deux facteurs puis a` trois facteurs.

L'AFE a` deux facteurs retient 19 des 20 items (item 6 exclu, 0,35) et explique 31,60 % de la variance totale. Le premier facteur (Facteur I) est saturé par 14 items (items n os 1, 3, 4, 5, 6, 8, 10, 11, 12, 15, 17, 18, 19 et 20), avec une valeur propre totale de 4,40, et explique 22,02 % de la variance. Ce premier facteur relève d'un sentiment d'invulnérabilité au danger (par ex., « Rien ne peut me faire du mal »). Il faut noter que l'item 4 (« Rien ne semble pouvoir m'atteindre ») sature également le Facteur II (0,43; 0,50 pour le facteur I). Cet item a été retenu dans le Facteur I du fait d'une meilleure cohérence conceptuelle. Le second facteur comprend six items (items n os 2, 7, 9, 13, 14, 16) et évalue un sentiment d'invulnérabilité psychologique. Il comprend des items tels que « Mes sentiments ne peuvent pas être heurtés » ou « Mes sentiments sont facilement blessés » -item inversé. Ce facteur explique 9,58 % de la variance totale (valeur propre de 1,92). Ces deux facteurs sont similaires a` ceux qui ont été extraits de la version originale a` deux facteurs, de [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF]. Les alphas de Cronbach pour ces deux facteurs sont respectivement de 0,80 et 0,65.

L'AFE a trois facteurs qui expliquent 38,8 % de la variance (valeur propre totale de 7,80), et retient l'ensemble des 20 items de la version originale de l'AIS. Les détails de cette analyse sont présentés dans le Tableau 2. Le premier facteur (Facteur I), reflétant un sentiment d'invulnérabilité au danger, comprend 9 items (par ex., « Les règles de sécurité ne s'appliquent pas a` moi ») et explique 22,02 % de la variance totale. Le second facteur (Facteur II) retenu est en lien avec un sentiment d'invulnérabilité interpersonnel et inclut cinq items (par ex., « Ce que les gens disent de moi ne m'affecte pas du tout »), pour une explication de 9,58 % de la variance totale. Enfin, le troisième facteur (Facteur III), appelé sentiment d'invulnérabilité psychologique, explique 7,38 % de la variance totale et contient six items (par ex., « Rien ne semble pouvoir m'atteindre »). Comme l'indique le Tableau 3, ces trois facteurs avec rotation correspondent a` des domaines distincts du sentiment d'invulnérabilité. Ces trois facteurs sont quasi identiques a` ceux qui sont extraits de la version originale a` trois facteurs de Nota. En gras, les items retenus ayant un poids factoriel supérieur ou égal a` 0,40. [START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF]. Les coefficients alpha de Cronbach calculés pour ces trois facteurs montrent qu'ils possèdent une cohérence interne élevée pour les facteurs I et III (ɑ > 0,70), limite pour le facteur II (ɑ = 0,67). Analyses factorielles confirmatoires. Afin de vérifier la qualité d'ajustement de ces deux modèles factoriels pour l'AIS-Fr, nous avons mené des analyses factorielles confirmatoires pour chacun d'eux. L'AFC donne des informations sur la bonne adéquation du modèle proposé. Les quatre indices utilisés pour tester la bonne adéquation du modèle sont le Khi 2 /ddl, le Goodness-of-Fit Index (GFI), le Bentler Comparative Fit Index (CFI) et le Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). L'étendue du CFI et le GFI est de 0 a` 1, avec une valeur supérieure a` 0,90, considérée comme une valeur acceptable. Un RMSEA inférieur a` 0,10 peut être considéré comme acceptable, 0,05 étant un seuil plus rigoureux (Hu & Bentler, 1999). Il est par ailleurs recommandé que le Khi 2 /ddl soit inférieur a` 5.

En référence a` ces critères, les indices de l'AFC pour le modèle en deux facteurs semblent insatisfaisants, avec un RMSEA supérieur a` 0,05 et des indices CFI et GFI inférieurs a` 0,90, alors que ceux du modèle en trois facteurs se révèlent adéquats (Tableau 4). L'ECVI a permis de comparer l'ajustement des données des deux modèles. Le modèle ayant l'ECVI le plus faible est considéré comme le meilleur. Les résultats de l'AFC et le critère de l'ECVI indiquent que le modèle a` trois facteurs présente les meilleurs indices d'ajustement comparativement au modèle a` deux facteurs.

Validité convergente. Nous avons évalué la validité de construit de l'AIS-Fr en examinant les relations entre les scores des participants a` l'AIS-Fr et les cinq construits reconnus comme étant liés a` un fort sentiment d'invulnérabilité (tendance marquée a` l'égocentrisme, prise de risques et moins de symptômes dépressifs), au moyen des corrélations de Bravais-Pearson (Tableau 5). Cette analyse corrélationnelle révèle des corrélations significatives entre certains scores de l'AIS-Fr et les autres scores des mesures convergentes.

Étude 2

Objectif L'objectif de cette seconde étude est de tester la fidélité retest de l'AIS-Fr en procédant a` une seconde mesure a` trois semaines.

Participants

Dans le cadre de cette étude, 152 étudiants ont rempli une première fois l'AIS (Mâge = 24,29 ans, É.-T. = 4,04). Parmi cet échantillon, 91 jeunes adultes âgés entre 18 et 35 ans ont répondu entièrement a` une deuxième reprise ce questionnaire, trois semaines après (5 sujets ont été exclus du fait de données man-Tableau 4 Indices d'ajustement des modèles a ` deux et trois facteurs de l'AIS-Fr quantes). Soixante-neuf pour cent était des femmes (n = 63) et 31 % des hommes (n = 28), avec un âge moyen de 24,02 ans (É.-T. = 3,74). Il n'y avait pas de différence significative d'âge selon le sexe, t(85) = -0,77 p = 0,44. Les caractéristiques sociodémographiques de l'échantillon étudié sont présentées dans le Tableau 1. Les scores moyens et les écarts-types obtenus a` l'AIS-Fr pour cet échantillon sont reportés dans le Tableau 5.

Mesures

La même version de l'AIS-Fr dans l'Étude 1 a été utilisée.

Procédure

Dans un premier temps, les étudiants (sollicités sur la base du volontariat) ont été invités a` laisser une adresse e-mail en vue de participer a` une étude portant sur la perception des risques chez les jeunes adultes. Après cette sollicitation, une première invitation a` répondre au questionnaire a été envoyée, dans laquelle on demandait de nouveau leur accord pour les recontacter dans le cadre du retest. Trois semaines après avoir répondu une première fois a` l'AIS-Fr, les participants ont été sollicités pour répondre de nouveau a` l'AIS-Fr. Ces deux passations ont été administrées en ligne après la première invitation a` participer envoyée par e-mail. Les participants devaient utiliser le même surnom pour les deux tests. Aucune incitation financière ou matérielle n'a été proposée. Ce recueil de données a eu lieu de janvier 2015 a` février 2015 a` l'aide du logiciel Limesurvey.

Analyses statistiques

La fiabilité test-retest a été évaluée grâce a` des corrélations de Bravais-Pearson. Des alphas de Cronbach ont également été calculés pour vérifier la cohérence interne de l'AIS-Fr.

Résultats

Fiabilité test-retest et cohérence interne. Pour vérifier la stabilité temporelle de l'AIS-Fr, nous avons calculé les corrélations entre les scores a` T1 et a` T2 (retest a` trois semaines). Ces résultats ainsi que les alphas de Cronbach sont exposés dans le Tableau 6. L'ensemble de ces résultats sont satisfaisants et permettent de confirmer les qualités psychométriques de l'AIS-Fr.

Discussion

La perception individuelle des risques (et sa subjectivité) est un questionnement central dans de nombreux modèles de santé, tels que le modèle des croyances relatives a` la santé [START_REF] Becker | The Health Belief Model and personal health behavior[END_REF] ou la Théorie des comportements planifiés [START_REF] Ajzen | From intention to actions: a theory of planned behavior[END_REF][START_REF] Ajzen | The personal fable and risk-taking in early adolescence[END_REF]. Chaque modélisation souligne que le sentiment de vulnérabilité ou d'invulnérabilité individuel joue un rôle majeur dans l'établissement des comportements de santé ou a` risque. Le sentiment d'invulnérabilité renvoie aux éléments cognitifs de la perception des risques jouant un rôle majeur dans la prise de décision comportementale en matière de santé [START_REF] Brewer | Risk perceptions and their relation to risk behavior[END_REF][START_REF] Van Der Pligt | Perceived risk and vulnerability as predictors of precautionary behaviour[END_REF]). La littérature s'accorde a` dire que la période de l'adolescence est propice a` un fort sentiment d'invulnérabilité, pouvant en partie expliquer la prévalence accrue de conduites a` risque a` ces âges [START_REF] Steinberg | Risk taking in adolescence new perspectives from brain and behavioral science[END_REF] reformulation de l'égocentrisme adolescent suggère que la fable personnelle s'étend jusqu'a` l'entrée dans l'âge adulte et que l'évaluation du sentiment d'invulnérabilité chez les jeunes (13-35 ans) est essentielle [START_REF] Lapsley | Subjective invulnerability, optimism bias and adjustment in emerging adulthood[END_REF]. Dans ce cadre, la validation de l'AIS-Fr permettrait de concevoir un instrument fiable et standardisé dans une perspective de dépistage dans différents lieux éducatifs ou de soins (prévention et réduction des risques) ou d'évaluation des interventions visant a` diminuer l'engagement dans des comportements a` risque. Aussi, l'objectif de cette recherche était de tester les propriétés psychométriques de la version française de l'AIS auprès d'un échantillon d'adolescents et de jeunes adultes français.

Dans un premier temps, nous avons examiné la structure factorielle de l'AIS-Fr. Deux solutions factorielles ont été finalement retenues : en deux facteurs et en trois facteurs. La solution en deux facteurs retenait 19 des 20 items de la version originale et se décomposait en les dimensions invulnérabilité au danger et invulnérabilité psychologique. Bien que ces deux facteurs possèdent de nombreuses similitudes avec la version originale en deux facteurs de [START_REF] Duggan | Adolescent invul-nerability and risk behavior in early adolescence[END_REF], la cohérence conceptuelle de cette solution n'était pas totalement satisfaisante, même si elle expliquait une large part de la variance (31,6 %). La solution en trois facteurs a été préférée, car elle présente de meilleurs indices d'ajustement. Ce modèle propose de traiter l'AIS-Fr en trois dimensions : invulnérabilité au danger, invulnérabilité interpersonnelle et invulnérabilité psychologique. La répartition des items au sein de ces trois facteurs est quasi identique a` la version originale proposée dans un second temps par [START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF], avec 38,8 % de la variance expliquée dans la présente étude contre 46,0 % dans la version originale. Ces résultats confirment donc la multidimensionnalité du sentiment d'invulnérabilité avec une composante liée aux risques et aux dangers externes (invulnérabilité au danger, « J'ai peu de chance d'être blessé(e) si je fais quelque chose de dangereux »), une autre liée aux avis d'autrui et aux jugements sociaux (invulnérabilité interpersonnelle,« Ce que les gens disent de moi ne m'affecte pas du tout ») et une dernière liée a` la détresse psychologique ou émotionnelle (invulnérabilité psychologique, « Rien ne semble pouvoir m'atteindre »). Ces trois facteurs présentent par ailleurs des indices satisfaisants de cohérence interne (alpha de Cronbach) et de stabilité temporelle (test-retest a` trois semaines). Ces données sont proches de celles qui ont été rapportées par Lapsey et [START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF]. Cependant, il faut souligner que contrairement aux facteurs sentiment d'invulnérabilité au danger et interpersonnel, qui présentent une stabilité temporelle satisfaisante (r > 0,60), le facteur sentiment d'invulnérabilité psychologique présente une fiabilité dans le temps moindre (r = 0,36). Ces premiers résultats exploratoires tendent a` envisager le sentiment d'invulnérabilité davantage comme un état sensible aux contextes sociaux, psychologiques et développementaux au lieu d'une disposition stable (trait, aspects habituels de la personnalité), particulièrement de sa dimension psychologique (sentiment d'indestructibilité). Cette dernière semblerait davantage affectée par les situations, les événements spécifiques de la vie du sujet et caractériserait alors principalement un état émotionnel dans l'ici et le maintenant.

De plus, cette étude a testé la convergence des scores a` l'AIS-Fr avec certains des principaux construits psychologiques ou comportementaux associés classiquement dans la littérature au sentiment d'invulnérabilité. Les corrélations positives obtenues ainsi entre les scores a` l'AIS-Fr et la mesure d'égocentrisme tendent a` confirmer le modèle théorique de Lapsley et al. (1989) d'une dimension invulnérabilité relevant de l'égo développement. Identiquement, les corrélations négatives avec le niveau de symptômes dépressifs chez les jeunes adultes découvertes dans cette étude confortent les résultats antérieurs [START_REF] Aalsma | Personal fables, narcissism, and adolescent adjustment[END_REF][START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF] les problématiques internalisées. En revanche, l'invulnérabilité au danger entretient des liens significatifs ici avec les conduites addictives et autres conduites a` risque. Ces résultats entrent en écho avec ceux qui ont été précédemment rapportés [START_REF] Aalsma | Personal fables, narcissism, and adolescent adjustment[END_REF]Lapsley et al., 2005;[START_REF] Milam | Perceived invulnerability and cigarette smoking among adolescents[END_REF], relatant d'un biais d'attribution des risques ou des dangers encourus chez les sujets preneurs de risque. Il faut également souligner une corrélation significative et solide entre le sentiment d=invulnérabilité psychologique et la conduite automobile sous l'emprise de l'alcool, alors qu'aucune relation n'a été établie avec la consommation d'alcool. Ce résultat tend a` préciser les conclusions de Chan, Wu et Hung (2010) soulignant la contribution du sentiment d'invulnérabilité a` l'intention de conduire en état d'ébriété chez les jeunes adultes. Malgré ces premiers résultats convergents avec ceux de la version originale de l'AIS [START_REF] Lapsley | The Adolescent Invulnerability Scale: factor structure and contruct validity[END_REF], cette étude présente des limites qui devront être prises en considération pour de futurs travaux. Tout d'abord, cette étude souffre d'une surreprésentation de sujets de sexe féminin dans ses deux échantillons, et d'un échantillon de sujets plus âgés et plus éduqués pour l'Étude 2 (composé uniquement d'étudiants a` l'université). Par ailleurs, la forte proportion de jeunes adultes étudiants dans cette étude ne permet pas d'élargir les premiers résultats a` l'ensemble de la jeunesse francophone. De futurs travaux devront améliorer la représentativité de la population interrogée, en se focalisant plus spécifiquement sur une population adolescente. L'ensemble de ces analyses préliminaires suggère que l'AIS-Fr pourrait être un outil valide et fiable, rapide et simple d'usage, d'évaluation du sentiment d'invulnérabilité des jeunes. Sa multidimensionnalité en fait un outil intéressant pour déterminer des processus cognitifs a` risque (invulnérabilité au danger) et protecteurs (invulnérabilité psychologique) en jeu dans le développement psychologique des adolescents et des jeunes adultes. Par ailleurs, il peut être également un outil d'évaluation (pré-post) des thérapies cognitivocomportementales ou des programmes de prévention des conduites a` risque (addictives, sexuelles entre autres). Malgré ces résultats encourageants, de prochaines recherches devront confirmer la robustesse de ce modèle, en partie en améliorant la représentativité de l'échantillon (selon le sexe, les différents âges de l'adolescence) et en proposant par la suite des normes tenant compte des évolutions développementales entre la prime adolescence et le jeune adulte. Pour finir, les recherches futures devront nécessairement offrir une adaptation de ce modèle en fonction du sexe. sion. Test-retest reliability at 3 weeks (Study 2) was good for 2 factors, the psychological invulnerability factor showed lower short-term stability. The French version of the AIS appears to be a useful instrument with a stable factorial structure over time.

  . Cependant, la p < 0,05. ** p < 0,01. *** p < 0,001.

	Tableau 5
	Corrélations entre les scores a ` l'AIS-Fr et les autres mesures convergentes (corrélations de
	Bravais-Pearson)
							Facteurs de l'AIS-Fr
							Danger	Interpersonnel	Psychologique
	HQT BDI				Égocentrisme Dépression	0,25 *** -0,15 *	0,14 * -0,21 **	0,23 ** -0,35 ***
	Conduites addictives Autres conduites a` risque	Alcool (AUDIT) Cannabis (CAST) Alcool au volant	0,22 ** 0,20 ** 0,27 **	ns ns ns	ns ns -0,26 **
	Nota. ns: non significatif.
	y 2 /ddl	GFI	RMSEA	CFI	ECVI
	Modèle en 2 facteurs	3,14	0,87	0,06		0,86	1,00
	Modèle en 3 facteurs	2,61	0,92	0,05		0,90	0,87

*

  . Il semble que, particulièrement, le sentiment d=invulnérabilité psychologique pourrait jouer un rôle protecteur dans

	Tableau 6
	Consistance interne et corrélations test-retest pour la version française de l'AIS (corrélations de Bravais-Pearson)
	(n = 91)	Retest a` 3	Score moyen a`	Score moyen a`	ɑ de Cronbach	ɑ de Cronbach
	Facteurs de l'AIS-Fr	semaines	T1 (É.-T.)	T2 (É.-T.)	a` T1	a` T2
	Danger Interpersonnel	0,63 *** 0,67 ***	14,74 (4,28) 14,40 (3,64)	15,01 (4,39) 14,70 (3,37)	0,76 0,67	0,80 0,71
	Psychologique	0,36 ***	11,27 (3,63)	11,11 (3,06)	0,73	0,71

*** p < 0,001.

Propension exagérée de l'adolescent a` être focaliser sur soi et ses pensées.

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Abstract

We examined the psychometric qualities of the French version of Adolescent Invulnerability Scale in a large sample of French young people. The French version of the AIS (AIS-Fr) was administered in 2 studies. In the Study 1, participants also completed other scales to measure convergent construct validity (e.g., BDI, risky behaviour and egocentrism). Factorial analysis yielded evidence for a structure with 3 first-order factors for the AIS: danger invulnerability, interpersonal and general invulnerabilities, with good model fit indices. This result was similar to that reported in the original studies. The internal consistency of the questionnaire's different dimensions was satisfactory. Pearson's correlation coefficients showed that the AIS had moderate to high correlations with egocentrism, addictive behaviours and symptoms of depres-