Dix ans de recherche sur la désirabilité sociale - article ; n°1 ; vol.65, pg 117-130

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L'année psychologique - Année 1965 - Volume 65 - Numéro 1 - Pages 117-130
14 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
Publié le : vendredi 1 janvier 1965
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Jean-Marie Lemaine
Dix ans de recherche sur la désirabilité sociale
In: L'année psychologique. 1965 vol. 65, n°1. pp. 117-130.
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Lemaine Jean-Marie. Dix ans de recherche sur la désirabilité sociale. In: L'année psychologique. 1965 vol. 65, n°1. pp. 117-130.
doi : 10.3406/psy.1965.27359
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1965_num_65_1_27359DIX ANS DE RECHERCHE
SUR LA DÉSIRABILITÉ SOCIALE
par Jean-Marie Lemaine1
Les études sur la « désirabilité sociale » sont nées à l'occasion de
recherches sur la structure du M. M.P.I. Cet inventaire, l'un des meilleurs
a-t-on dit, pour le criblage des cas pathologiques, est conçu sur la base
de sa valeur discriminative par rapport aux différentes catégories de
troubles du comportement. Le contenu manifeste de ses énoncés n'a
eu de valeur indicative qu'au moment de l'élaboration de l'inventaire,
et la seule valeur des énoncés retenus vient désormais de ce qu'ils sont
acceptés majoritairement dans tel ou tel groupe pathologique.
Lorsque l'on sort du cadre du diagnostic pathologique, dans lequel
la validité du M. M.P.I, a été éprouvée, les réponses des sujets normaux
ne peuvent plus être évaluées à l'aune d'un test, puisque le test est ici
sans objet. On s'interrogera donc sur la signification des profils des
réponses ou des structures ou dimensions manifestées dans les réponses
des sujets normaux, et l'on devra renoncer à qualifier ces derniers au
moyen de catégories qui appartiennent à un autre « milieu » théorique
pourvu d'une méthodologie propre.
Le pouvoir discriminateur des diverses échelles du M. M.P.I, ne pou
vant plus être retenu, un principe survit toutefois lorsque l'on passe
des réponses des malades à celles des gens sains, celui de la valeur
indicative négligeable du contenu des énoncés [4]. Les réponses à ces
énoncés devront donc être interprétées en fonction de notions comme les
attitudes de réponse, le style des réponses [23] ou quelque hypothèse
de déviation [3], qui mettent en jeu les propriétés de la réponse et qui
sont peut-être en rapport avec des caractéristiques dites de personnalité.
Actuellement, et depuis quelque dix années, la lutte est chaude
(Mitre les promoteurs de la tendance approbative (acquiescence set) ou
tendance (interindividuellement variable) à approuver l'énoncé ou le
trait proposé quel qu'il soit et ceux de la tendance à répondre en
fonction de considérations de bienséance et de désirabilité sociale ou
tendance (variable elle aussi) à approuver ou à reprendre à son compte
Luut énoncé ou trait valorisé pusifivenien t par la société. Cette lutte
déborde d'ailleurs de toutes parts le M.M.P.I., qui ne doit sa position
privilégiée qu'à ce qu'il a été le point de départ d'un mouvement de
recherche, et qui n'est qu'une épreuve verbale mobilisatrice de stéréo
types parmi beaucoup d'autres épreuves du même type.
1. Chargé do recherche ou C.N.R.S.. Laboratoire d<: 'Psychologie, sociale.
Sorbonne. 118 REVUE CRITIQUE
I. — L'invalidation du M.M.P.I.
Sans remonter au déluge, on peut relever, dès 1953, un article de
A. L. Edwards et P. Horst sur La désirabilité sociale comme variable
dans les études avec la technique Q. La y est présentée
comme contaminant les réponses aux inventaires ou questionnaires de
personnalité, et dont l'effet de contamination dépasse le cadre de la
technique Q elle-même. Lorsque les auteurs nous disent qu' « avec des
rotations obliques nous arrivons à peu près à la même interprétation
que celle que nous obtiendrions avec une matrice d'intercorrélations
que n'influencerait pas la désirabilité sociale » [19] et qu' « une analyse
factorielle portant sur les intercorrélations entre les facteurs de premier
ordre nous révélerait... un facteur de second ordre de désirabilité
sociale » (ibid.), il est clair que, pour eux : 1) il existe des facteurs de
premier ordre (de contenu) que le facteur de second ordre ne rend pas
négligeables ; et 2) qu'il n'existe qu'un facteur de second ordre qui
rende compte des intercorrélations des facteurs de premier ordre.
La suite des recherches sur la désirabilité sociale ôtera beaucoup,
sinon tout, à ce qu'il reste encore ici de considération pour le contenu.
1. Le M.M.P.I. et le stéréotype de sociale. — Entre 1953
et 1957, un certain nombre d'articles d'Edwards et de son école ont
vu le jour. Point n'est besoin d'inviter le lecteur à les consulter, puis-
qu'en 1957 paraît un petit livre d'Edwards qui en reprend les données
principales et qui en décrit les caractères méthodologiques [12].
Première phase. On extrait du M.M.P.I. des énoncés que l'on soumet
à des juges pour qu'ils déterminent dans quelle mesure le comportement
ou l'attitude exprimés par un énoncé sont désirables quand ils existent
chez autrui. Classiquement, on ne retient que les énoncés sans ambiguïté
relativement au critère de désirabilité sociale, ceux pour lesquels la di
spersion des estimations des juges est minimale. Une échelle longue est
élaborée dont on extrait bientôt 39 éléments.
Seconde phase. On demande à des sujets de répondre par « vrai »
ou par « faux » aux énoncés retenus, et l'on constate que, plus l'énoncé
est élevé dans l'ordre de la désirabilité sociale, et plus souvent les sujets
le prennent à leur compte. Les corrélations, dont Gowen a donné d'abon-
dan ts exemples dans une parution récente de Psychologie française, entre
la désirabilité de. l'énoncé et la proportion de sujets qui l'acceptent ont
des valeurs très élevées.
Un phénomène est cerné et son existence permet de jeter la suspicion
sur les interprétations des réponses aux épreuves verbales, pour autant
que l'on considère ces dernières comme susceptibles d'éclairer le psycho
logue sur la personnalité des répondants par leur contenu même.
Dans la monographie d'Edwards, les exemples sont nombreux de
réponses « vrai » à différentes échelles du M.M.P.I. qui corrèlent fort
ement avec la « note » de désirabilité sociale obtenue sur l'échelle
d'Edwards. LEMAINE. RECHERCHE SUR LA DÉSIRABILITÉ SOCIALE 119 J.-M.
La propension à dévaloriser le M. M.P.I, comme mesure de la per
sonnalité, en dehors du cadre de la pathologie dans lequel il a été
conçu, ne va d'ailleurs pas sans naïvetés. Par exemple, Fordyce élabore
une échelle de mesure de la désirabilité sociale à partir d'éléments du
M.M.P.I. tirés des échelles F et K et de l'échelle d'anxiété manifeste
de Taylor. Il ne retient que ceux qui sont unanimement présentés comme
socialement désirables par 10 juges. Il se réjouit alors de constater que
l'échelle de désirabilité corrèle plus avec les échelles F et K que ces
deux dernières entre elles. « Cela suggère, conclut-il, qu'un facteur
commun est à la base des trois échelles et que la désirabilité sociale est
la meilleure estimation de ce facteur » [20]. C'est bien vrai, mais à la
condition d'oublier que l'échelle de désirabilité sociale comprend des
éléments issus des échelles du M.M.P.I., et qu'il suffit que lesdits éléments
soient caractéristiques de leurs échelles originelles respectives pour que
l'échelle composite corrèle fortement avec chacune d'elles, quand bien
même ces dernières seraient indépendantes les unes des autres. C'est
d'ailleurs l'objection a priori que l'on peut faire à tous les travaux
d'Edwards sur le M.M.P.I., puisque les éléments de son échelle de dési
rabilité sont en totalité des éléments du M.M.P.I.
Théoriquement grave, cette objection l'est beaucoup moins empiri
quement. Une étude témoigne en effet du poids de la désirabilité sociale
dans les réponses à de nouvelles échelles du M.M.P.I. qui n'ont pas
versé leur quote-part à l'échelle d'Edwards [18]. Il semble donc établi
que le M.M.P.I. est une mesure douteuse de la personnalité, puisque
les réponses qu'il suscite mettent ou peuvent mettre en jeu un stéréo
type cautionné par l'approbation sociale.
2. Désirabilité sociale ou tendance approbalive ? — Edwards reconnaît
bien volontiers, par exemple, que Jackson et Messick sont fondés à
supposer une tendance approbative pour expliquer les notes des sujets
sur sa propre échelle de désirabilité sociale. En effet, sur les 39 éléments
de celle-ci, 30 exigent qu'on y réponde par « faux » pour que les réponses
soient conformes à la sociale. Si donc, raisonne Edwards,
l'hypothèse d'une tendance approbative est justifiée, la corrélation de
son échelle avec les échelles du M.M.P.I. sera d'autant plus forte qu'il
y aura en elles plus de réponses qu'il faudra libeller « faux » pour qu'elles
ne manifestent pas de symptôme pathologique. Il le vérifie lui-même :
les corrélations entre les 43 échelles du M.M.P.I. qu'il a retenues et son
échelle de désirabilité croissent avec le pourcentage des réponses à libeller
« faux » dans chaque échelle du M.M.P.I. Mais cette constatation ne
satisfait pas Edwards. Car, dit-il, on trouve une corrélation bien plus
forte entre le taux de réponses socialement désirables aux échelles du
M.M.P.I. et la note à sa propre échelle, ce qui signifierait que le poids
de la désirabilité sociale dans les réponses au M.M.P.I. l'emporte sur le
poids de la tendance approbative [14].
Tenant pour la tendance approbative, mais apparemment plus
impartial que Edwards, ou moins préoccupé de la victoire, Jackson ■
120 lïEVUE CRITIQUE
calcule les corrélations entre les différentes échelles de « personnalité »
connues pour manifester la tendance approbative. Pour chaque échelle,
il note simplement le nombre de réponses « vrai » et rencontre des
corrélations élevées entre ces échelles. De même, il calcule la corrélation
entre les notes estimées significatives par rapport au contenu des échelles
et la note à l'échelle d'Edwards, et, là encore, les corrélations sont
appréciables. Justice est rendue à l'une et l'autre tendance de réponse,
mais à l'une et à l'autre séparément [21, 22].
Dans une autre recherche relatée dans le même article, la tendance
approbative est mesurée par une échelle indépendante de celles du
M.M.P.I. C'est une échelle de « tolérance » dans laquelle 29 énoncés
sur 32 sont objectivement faux. Les notes aux échelles de « personnalité »
sont mises en corrélation avec l'échelle de tolérance, d'une part, et avec
celle d'Edwards, d'autre part. Sauf pour l'échelle F de Californie dont
la corrélation est nulle avec l'échelle d'Edwards, les corrélations avec
les échelles-critères sont toujours appréciables et tantôt à l'avantage
de la tendance approbative, tantôt à celui de la désirabilité sociale [22].
3. Désirabilité sociale et tendance approbative. — C'est en voulant
démontrer l'importance primordiale de la tendance approbative dans
les intercorrélations des différentes échelles du M.M.P.I. que Jackson et
Messick ont trouvé un moyen de rendre justice simultanément aux deux
tendances.
Dans une première recherche, ils passent en revue des études sur
le M.M.P.I. faites entre 1949 et 1959, et, constatant qu'il suffit de deux
gros facteurs pour rendre compte des intercorrélations des échelles de ce
dernier, ils mettent en relation les saturations des différentes échelles
dans le premier facteur avec la tendance approbative des sujets sur
ces échelles. Les coefficients de corrélation mesurant la liaison entre le
nombre de réponses « vrai » et les saturations des échelles s'échelonnent
entre — 0,15 et + 0,92 avec des populations diverses. A première vue,
ces corrélations sont très hétérogènes, mais seulement si l'on admet (et
c'est a priori l'inclination de Jackson et Messick) que, des deux gros
facteurs en question, c'est le premier qui correspond à la tendance pré
férée par ces auteurs, la tendance approbative. Mais, si l'on admet que
le facteur qui correspond à cette dernière peut n'être pas le premier
des deux et qu'en conséquence, là où l'on rencontre la corrélation « aber
rante », on regarde quelle est la corrélation entre la tendance approbative
et le second facteur, on voit qu'elle s'élève à 0,52. Un point donc pour
la tendance approbative. Mais leur façon d'opérer ne satisfait pas les
auteurs, puisqu'ils écrivent que la tendance approbative est évoquée
différentiellement par le contenu, par sa clarté ou son ambiguïté, par sa
désirabilité perçue [33].
Ainsi, en cherchant l'interprétation du premier facteur du M.M.P.I.,
les auteurs sont conduits à raisonner sur la signification de la tendance
qu'ils mettent en avant : on ne répond pas positivement à n'importe
quoi ; on répond positivement lorsque l'énoncé proposé correspond à un I.EMAINE. RECHERCHE SUR LA DÉSIRABILITÉ SOCIALE 121 J.-M.
contenu approuvé par la société ; la tendance approbative est subor
donnée à la tendance à répondre en fonction de la désirabilité sociale.
Cette conception hiérarchique conduit les auteurs à une étude factorielle
particulièrement soignée de la structure du M. M.P.I.
Ils élaborent cinq échelles de désirabilité sociale à partir d'un choix
aléatoire d'éléments du M. M.P.I. La première est composée d'éléments
désirables socialement, la troisième d'éléments indifférents à ce titre,
la cinquième d'éléments indésirables ; les deux autres sont intermédiaires
et composées, soit assez désirables, soit d'éléments assez indé
sirables. Sur les échelles du M.M.P.I., et sur les échelles de désirabilité,
on calcule des notes d'approbation. Enfin les notes classiques sont cal
culées pour les échelles du M.M.P.I. Toutes les notes sont mises en
corrélation et les corrélations traitées par une analyse factorielle.
Dans cette analyse, les cinq échelles de désirabilité sociale permett
ront d'interpréter les facteurs extraits et soumis à la rotation. Par
exemple, dans un facteur de désirabilité sociale, l'échelle qui comporte
les éléments les plus désirables aura une forte saturation positive,
l'échelle qui ne compte que des éléments très indésirables aura une
forte saturation négative, et le reste à l'avenant. L'analyse permet
d'extraire 8 facteurs dont deux seulement sont très importants statist
iquement parlant. Pour leur rotation, on choisit comme guide l'échelle
de désirabilité sociale nulle (qui définit un point du facteur autre que
celui de désirabilité sociale). Les deux gros facteurs sont interprétables
comme sociale et tendance approbative. En dehors de ces
deux tendances de réponse, les autres facteurs sont insignifiants et
difficiles à interpréter, sauf le dernier (1,5 % de la variance totale contre
53 % aux deux premiers) qui se réfère au contenu d'éléments en rapport
avec la dépression [24].
Cette étude de Jackson et Messick peut être considérée comme ayant
mis en évidence l'indépendance des deux attitudes postulées, puisque
la tendance approbative classe les sujets à peu près de la même façon
dans toutes les échelles de désirabilité sociale : 1) Rien, dans leurs
résultats, ne tend à suggérer quelque interaction que ce soit entre la
tendance approbative et la sociale ; 2) La notion de désirab
ilité sociale, avec ou sans l'outil d'Edwards, apparaît comme une notion
qui n'est pas sans existence. On a pu vérifier par ailleurs qu'elle a au
moins autant de sens [17] qu'une notion comme la force du moi invoquée
pour interpréter le premier facteur du M.M.P.I. [25].
II. — L'UNIDIMENSIONNALITÉ ET L'UNIVERSALITÉ
DE LA DÉSIRABILITÉ SOCIALE
Si sûres que paraissent être les conclusions de Jackson et Messick
sur l'existence de la désirabilité sociale comme déterminant des réponses
à des épreuves verbales, elles ne font pas disparaître les problèmes nés
de sa définition et des opérations de constitution d'échelle qui la posent.
Une violence est faite à l'univers d'énoncés duquel on extrait l'échan- 122 REVUE CRITIQUE
tillon proposé aux juges. Cet échantillon n'est pas resté intact lorsqu'on
est passé au stade de la « mesure », puisqu'on n'a retenu que ce qui
en lui répondait à la notion a priori d'une désirabilité sociale unidi-
mensionnelle. Une étude de la désirabilité sociale « dans la nature » et
de ses variations en fonction des populations de juges n'est sans doute
pas réductible aux travaux un peu simplistes dont Cowen s'est fait
récemment le porte-parole [6].
1. La désirabilité sociale normative. — L'œuvre de Cowen est très
simple à exposer. On commence par soumettre quelque 200 noms
de traits que iV juges normaux et étudiants sont invités à classer
en 7 échelons [5]. La même opération est répétée sur des populations
d'anciens combattants hospitalisés dans des cliniques psychiatriques [27],
de schizophrènes [9], de personnes âgées [8], de criminels sexuels [10],
d'alcooliques [37], etc., et l'on ne pose jamais au matériel ainsi obtenu
qu'une seule sorte de question : la population des hommes a-t-elle les
mêmes normes que celle des femmes, les populations de schizophrènes,
de personnes âgées, de criminels sexuels, d'alcooliques, etc., ont-elles les
mêmes normes de désirabilité sociale que la population étudiante nor
male mâle ou femelle ? Dans tous les cas, la réponse est positive,
puisqu'en traitant les cotes moyennes de désirabilité de chaque trait
dans chaque population de juges on atteint des corrélations très élevées,
certaines très proches de 1, entre les différentes normes.
Ce faisant, on n'a peut-être posé qu'un problème très secondaire.
C'est d'autant plus regrettable que des informations données en passant
peuvent fournir la base d'une autre problématique. On nous dit, par
exemple, qu'il existe des différences de variabilité entre les juges d'une
population à une autre. Il peut en être inféré que Ja corrélation moyenne
entre les juges dans une population dépend de cette dernière. Ne
pourrait-on pas se demander quelles sont les familles de juges dans
les diverses populations de juges ? De la même façon, on pourrait
s'interroger sur la structure dimensionnelle de la désirabilité sociale
dans les différentes populations, tant du point de vue qualitatif que
du point de vue quantitatif. Des recherches de ce genre sont bien
évidemment coûteuses, mais certainement pas beaucoup plus que la
poussière de petites recherches normatives dont il vient d'être question
et dont on peut se demander quel dessein scientifique elles servent.
Tournons-nous donc maintonanl; vers des recherches qui sortent, de
ce cadre normatif et qui montrent que la notion de désirabilité sociale
est relative à un domaine de recherche, mais qu'elle ne contribue pas à
décrire irréprochablement la nature des choses.
2. Désirabilité sociale et consigne. — Des consignes différentes pour
les épreuves de jugement induisent des différences dans des jugements
moyens de désirabilité sociale. De Soto et al. critiquent la définition
de la désirabilité sociale selon Edwards qui n'est que la désirabilité des
comportements et attitudes chez les autres [12, p. 4]. Selon ces auteurs,
la du bien-être personnel est une propriété beaucoup plus LEMAINE. RECHERCHE SUR LA DÉSIRABILITÉ SOCIALE 123 J.-M.
saillante de la majorité des inventaires de personnalité que ne l'est la
désirabilité sociale proprement dite. Ils donnent donc trois consignes dif
férentes à leurs populations de juges : la consigne d'Edwards, une
consigne insistant sur la désirabilité desdits éléments pour le bien-être
personnel et une consigne insistant sur l'approbation ou la désappro
bation que les comportements présentés dans l'échelle d'Edwards sus
citent de la part de la société en général. Les résultats sont présentés sous
la forme de pourcentages d'accord entre les réponses enregistrées avec
chaque consigne et les normes d'Edwards. Ces pourcentages sont, respec
tivement, avec les différentes consignes, de 70 %, 75 % et 54 % [11],
seulement, pourrait-on dire.
Gowen et al., dans le style même que nous avons critiqué plus haut,
notent aussi des différences dans un même groupe de juges lorsque l'une
des deux consignes insiste sur la conception personnelle de la désirabilité
de 209 qualificatifs, l'autre étant la consigne d'Edwards. La variabilité
inter-individuelle est plus élevée avec la première consigne [7].
3. Désirabilité sociale et groupe de référence. — Dans la consigne que
l'on donne aux juges chargés de déterminer la désirabilité sociale des
énoncés proposés, on implique probablement un groupe de référence
d'après lequel les énoncés sont estimés. Avec les consignes d'Edwards,
le groupe de référence est indéterminé, ce qui ne signifie pas qu'il
n'existe pas pour les sujets. Si donc on implique intentionnellement un
groupe de référence, que va-t-il arriver ?
L'instrument d'étude utilisé par Rosen est une forme abrégée du
M. M.P.I. Les mêmes sujets, étudiants de première année, et, pour moitié,
de chaque sexe, répondent au M. M.P.I, successivement : 1) avec la
consigne classique du test ; 2) avec la consigne de répondre « vrai »
si le caractère énoncé est plus désirable qu'indésirable chez une personne
du même âge et du même sexe ; et 3) avec la consigne de répondre « vrai »
si l'on pense que la société considère le caractère énoncé comme plus
désirable qu'indésirable. Les corrélations entre les réponses aux divers
éléments sont calculées pour chaque sujet. Certaines d'entre elles sont
négatives, et le niveau des médianes entre les cotes de dési
rabilité est très peu élevé : 0,20 chez les étudiants et 0,26 chez les
étudiantes entre les réponses avec les consignes classiques du M. M.P.I.
et les réponses avec les consignes d'un groupe de référence restreint;
0,10 chez les étudiants et 0,10 chez les étudiantes entre les réponses avec
la consigne classique du M. M.P.I, et les réponses avec la consigne d'un
groupe de référence large ; 0,29 chez les étudiants et 0,33 chez les
étudiantes entre les réponses avec les consignes de groupes de référence
restreint et large [34].
On peut objecter à cette étude que, le juge de la désirabilité et le sujet
du M. M.P.I, étant une seule et même personne, et de même pour le juge
d'une désirabilité sociale et de l'autre, les différences très notables entre les
diverses réponses peuvent être l'effet de consignes perçues comme invitant
à une différenciation, même si l'A. ne l'a pas exprimé explicitement. 124 REVUE CRITIQUE
II n'en reste pas moins vrai que, là où le groupe de référence est
naturel, en ce sens qu'on choisit les sujets en fonction de leur apparte
nance à tel ou tel, il joue un rôle, même avec des mesures groupées.
Des différences de la désirabilité sociale d'énoncés tirés de l'échelle
de préférences personnelles d'Edwards (E.P.P.S. dans la littérature)
se manifestent, quoique très finement, lorsque l'on passe d'une popu
lation américaine à des populations étrangères. On met en corrélation
des normes de groupes américains (étudiants de collège, élèves des
classes secondaires, sujets hospitalisés), japonais, norvégien et proche-
oriental [29]. Lorsqu'on reprend les données corrélationnelles des auteurs,
il semble qu'on puisse les interpréter en fonction de deux facteurs
obliques (dont la corrélation est très forte). Dans l'un, les fortes satu
rations reviendraient aux groupes américains et japonais (les Japonais
en question sont en fait très « américanisés ») et, dans l'autre, aux groupes
norvégien et proche-oriental. Dans la mesure où les stéréotypes de ce
qui est désirable et de ce qui ne l'est pas tendent à être partagés par
différents groupes nationaux, on peut légitimement dépister les diff
érences culturelles au moyen d'une hypothèse d'obliquité des facteurs.
4. Désirabilité sociale normative et individuelle. — « La pratique ordi
naire qui consiste à grouper les données peut aboutir à masquer une
grande part de la variance individuelle. Il est très possible que la plu
part des individus soient peu influencés pour répondre par les valeurs
de désirabilité sociale assignées aux éléments du M.M.P.I., et, cependant,
que les données groupées révèlent une relation élevée » [35]. Ainsi parle
Janet Taylor dont nous allons analyser une recherche, en négligeant la
part de cette dernière qui peut se voir opposer la même objection que
la recherche de Rosen présentée ci-dessus. Retenons donc son étude des
corrélations individuelles entre l'estimation de la désirabilité sociale
de 72 schizophrènes adultes et les normes de désirabilité sociale établies
par Edwards. Pour 63 sujets, cette corrélation est significative, et elle
atteint en moyenne 0,69, soit une valeur sensiblement inférieure à
toutes celles qu'on a obtenues sur des données groupées [35]. On ne
nous le dit pas, mais nous pouvons valablement supposer que les corré
lations individuelles sont peu homogènes les unes aux autres.
5. La, spécificité des « mesures » de lu. désirabilité sociale. — Avec des
mesures groupées, l'homogénéité des normes de désirabilité sociale d'une
population à une autre varie quand on change le contenu des éléments ;
les corrélations tombent notamment de 0,90, ou plus, à 0,70 [28].
Mais, quand on ne groupe [.»as les mesures de désirabilité sociale ol
qu'on ne les considère qu'au niveau de l'individu, la nécessité d'amé
nager la notion de désirabilité s'impose encore plus nettement. N'oublions
pas en effet que l'unidimensionnalité de la désirabilité sociale est postulée
par les méthodes d'Edwards. Elle n'est pas l'effet d'une analyse descrip
tive des réponses dans un univers donné, mais d'un choix de réponses
aux éléments de cet univers qui respectent tes exigences de la constitu
tion d'une échelle thurstoriienne. II F. C IT F. It f: H F. SUR T,.\ Tlï'.SI R AT.IUTK SOCIAT.F. 125 .I.-M. T;F.M AINE.
C'est dans cette perspective critique que Messick reprend, pour les
réanalyser, les données de base d'une recherche de Klett [27] dans
laquelle il était demandé à 108 sujets malades mentaux d'estimer sur
une échelle en 9 points la désirabilité de 140 énoncés correspondant
aux 14 besoins de Murray. Les estimations individuelles de chaque
élément sont mises en corrélation avec les estimations des autres él
éments, 42 éléments étant conservés. On extrait 9 facteurs que l'on sou
met à la rotation par la méthode Oblimax. Le plus gros facteur est
présenté comme le « stéréotype de la classe moyenne », et il renverrait
aux interrelations élevées que l'on rencontre avec des mesures grou
pées [32]. Lorsque l'on examine les corrélations entre les facteurs obliques
données par Messick, on voit que, conformément à son hypothèse de la
pluralité des facteurs de second ordre, il s'en rencontre trois que défi
nissent le « stéréotype de la classe moyenne », Y « engagement inter
1' « esprit personnel » et la « conformité compulsive » pour le premier,
1' « intérêt d'entreprise intellectuel » (intellectual aggressiveness) et
sexuel » pour le second, la « dépendance émotionnelle » pour le troi
sième. Messick insiste sur la nécessité d'une contre-validation de ses
résultats, et Anderson et Traub, travaillant sur des réponses d'ado
lescents avec le même matériel, ne retrouvent pas les facteurs de
Messick [2].
Le fait que l'interprétation de données issues d'un matériel verbal
soit sujette à révision n'est peut-être pas aussi important qu'il apparaît
rait d'abord. Il reste en effet que l'on n'a jamais découvert de facteur
unique de désirabilité sociale autrement qu'en le postulant. Par exemple,
une recherche de Wiggins met en évidence l'impossibilité de comprendre
dans le même facteur les réponses à diverses échelles de désirabilité
sociale construites conformément aux canons d'Edwards. Avec deux
populations distinctes auxquelles on impose deux consignes différentes
(voir ci-après), on met en relation les réponses (notées globalement) à
des échelles du M. M.P.I. Parmi les 8 échelles retenues, dont il est ques
tion dans le Tableau 4 de l'article cité, 5 sont identifiées comme étant des
échelles de désirabilité sociale, les 3 autres étant des échelles de mens
onge, de dissimulation et de déformation des réponses. Deux séries
d'intercorrélations entre ces échelles figurent sur ce tableau : celles
qui intéressent les réponses du groupe « expérimental » auquel on
demandait de répondre « vrai » lorsque les gens en général considé
raient que la réponse était désirable, et celles qui intéressent les
réponses du groupe-témoin auquel on n'imposait aucune consigne de
ce genre [36].
Traitons ces données par une analyse factorielle centroïde. Dans le
groupe expérimental, après l'extraction des deux premiers facteurs,
nous avons rendu compte de 85 % de la variance totale et le seul
premier facteur rend de 76 % de cette dernière. Dans le groupe-
témoin, les deux premiers facteurs auxquels nous nous bornerons ne
rendent plus compte ensemble que de 55 % de la variance totale.

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