Le besoin de cognition : une échelle française pour enfants et ses conséquences au plan sociocognitif - article ; n°4 ; vol.100, pg 585-627

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L'année psychologique - Année 2000 - Volume 100 - Numéro 4 - Pages 585-627
Résumé
Une version française de l'échelle de besoin de cognition (Cacioppo et Petty, 1982) destinée à une population d'enfants de 10 à 14 ans est proposée. Outre une procédure habituelle de validation du questionnaire, cet article expose une démarche d'intégration de la variable « Besoin de Cognition » dans un contexte théorique francophone en étudiant les similarités et les différences avec des variables qui intéressent plus traditionnellement les chercheurs français, notamment la norme d'internalité (Jellison et Green, 1981 ; Beauvois et Dubois, 1988) et la clairvoyance normative (Py et Somat, 1991). Plusieurs études ont ainsi été réalisées concernant les implications du besoin de cognition dans le cadre de l'évaluation subie par les sujets, dans le cadre d'un paradigme de formation d'impression, et enfin dans le cadre du paradigme de la dissonance cognitive.
Mots-clés : besoin de cognition, version française pour enfants, formation d'impression, dissonance cognitive.
Summary : Need for cognition : A French scale for children and its consequences on a sociocognitive level.
This article proposes a French version of the Need for Cognition scale (Cacioppo et Petty, 1982) to be used with children aged 10 to 14. The results of the standard questionnaire validation procedure are presented. It is then explained how the Need for Cognition variable can be integrated into a French context if variables that traditionally interest French researchers are taken into account, notably the norm of internality (Jellison et Green, 1981 ; Beauvois et Dubois, 1988) and normative clairvoyance (Py et Somat, 1991). Several experiments were carried out to test the implications ofthe Need for Cognition in relation to : the evaluation undergone by the subjects, the formation of impression paradigm and the cognitive dissonance paradigm.
Key words : need for cognition, french version for children, impression formation, cognitive dissonance.
43 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 : samedi 1 janvier 2000
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A. Ginet
J. Py
Le besoin de cognition : une échelle française pour enfants et
ses conséquences au plan sociocognitif
In: L'année psychologique. 2000 vol. 100, n°4. pp. 585-627.
Résumé
Une version française de l'échelle de besoin de cognition (Cacioppo et Petty, 1982) destinée à une population d'enfants de 10 à
14 ans est proposée. Outre une procédure habituelle de validation du questionnaire, cet article expose une démarche
d'intégration de la variable « Besoin de Cognition » dans un contexte théorique francophone en étudiant les similarités et les
différences avec des variables qui intéressent plus traditionnellement les chercheurs français, notamment la norme d'internalité
(Jellison et Green, 1981 ; Beauvois et Dubois, 1988) et la clairvoyance normative (Py et Somat, 1991). Plusieurs études ont ainsi
été réalisées concernant les implications du besoin de cognition dans le cadre de l'évaluation subie par les sujets, dans le cadre
d'un paradigme de formation d'impression, et enfin dans le cadre du paradigme de la dissonance cognitive.
Mots-clés : besoin de cognition, version française pour enfants, formation d'impression, dissonance cognitive.
Abstract
Summary : Need for cognition : A French scale for children and its consequences on a sociocognitive level.
This article proposes a French version of the Need for Cognition scale (Cacioppo et Petty, 1982) to be used with children aged 10
to 14. The results of the standard questionnaire validation procedure are presented. It is then explained how the Need for
Cognition variable can be integrated into a French context if variables that traditionally interest French researchers are taken into
account, notably the norm of internality (Jellison et Green, 1981 ; Beauvois et Dubois, 1988) and normative clairvoyance (Py et
Somat, 1991). Several experiments were carried out to test the implications ofthe Need for Cognition in relation to : the evaluation
undergone by the subjects, the formation of impression paradigm and the cognitive dissonance paradigm.
Key words : need for cognition, french version for children, impression formation, cognitive dissonance.
Citer ce document / Cite this document :
Ginet A., Py J. Le besoin de cognition : une échelle française pour enfants et ses conséquences au plan sociocognitif. In:
L'année psychologique. 2000 vol. 100, n°4. pp. 585-627.
doi : 10.3406/psy.2000.28665
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_2000_num_100_4_28665L'Année psychologique, 2000, 100, 585-628
MÉMOIRES ORIGINAUX
Laboratoire de Psychologie Sociale de la Cognition (équipe LPS)
CNRS UPRESA 6024
Université Clermont-Ferrand 2l *
Laboratoire de Psychologie sociale
Université de Provence (Aix- Marseille 1J2**
LE BESOIN DE COGNITION :
UNE ÉCHELLE FRANÇAISE POUR ENFANTS
ET SES CONSÉQUENCES AU PLAN SOCIOCOGNITIF
par Anne GlNET* et Jacques Py**
SUMMARY : Need for cognition : A French scale for children and its
consequences on a sociocognitive level.
This article proposes a French version of the Need for Cognition scale
(Cacioppo et Petty, 1982) to be used with children aged 10 to 14. The results of
the standard questionnaire validation procedure are presented. It is then
explained how the Need for Cognition variable can be integrated into a French
context if variables that traditionally interest French researchers are taken into
account, notably the norm of internality (Jellison et Green, 1981 ; Beauvois et
Dubois, 1988) and normative clairvoyance (Py et Somat, 1991). Several
experiments were carried out to test the implications of the Need for Cognition
in relation to : the evaluation undergone by the subjects, the formation of
impression paradigm and the cognitive dissonance paradigm.
Key words : need for cognition, french version for children, impression
formation, cognitive dissonance.
1. 34, avenue Carnot, 63006 Clermont-Ferrand. E-Mail : amgi-
net@aol.com
2. 29, avenue R. -Schuman, 13621 Aix-en-Provence, Cedex 1. E-Mail : Jac
ques. py@aixup.univ-aix.fr 586 Anne Ginet et Jacques Py
INTRODUCTION
On trouve dans la littérature ayant trait aux processus de
traitement de l'information quantité de théories fondées sur
l'idée selon laquelle les gens sont engagés de façon quotidienne
dans des activités de recherche d'informations et de résolution
de problèmes dans leurs interactions avec l'environnement
(Fishbein et Ajzen, 1975 ; Whitley et Frieze, 1985). Certains
auteurs se focalisent sur les déterminants circonstanciels qui
conduisent les individus soit à dépenser des efforts cognitifs dans
leur tentative de compréhension du monde environnant, soit à
se livrer à une réflexion plus superficielle ou heuristique (Kahne-
man, Slovic et Tversky, 1982). Une source de variance additionn
elle, dans cette perspective de recherche, concerne les différen
ces interindividuelles observées dans ces activités. Certains
individus se montrent avares dans leurs dépenses cognitives
dans des circonstances dans lesquelles la plupart des gens dépen
sent des efforts cognitifs pour résoudre le problème posé.
D'autres déploient des efforts cognitifs dans des tâches impli
quant, pour la plupart des gens, une faible activité cognitive.
Pour des tâches engageant des dépenses cognitives de même
ordre pour tous les individus, il existe des différences individuell
es en termes de motivation à s'engager dans une activité de
réflexion. Initiée par Cohen, Stotland et Wolf (1955), puis Cohen
(1957), qui pressentaient l'existence d'un besoin différentiel
stable et mesurable du besoin de construction et de structura
tion du monde environnant, la recherche dans ce champ théo
rique a été stimulée principalement par les travaux de Cacioppo
et Petty (1982). Ces auteurs avancent l'idée de différences inter
individuelles mesurables dans la propension des gens à s'engager
dans une activité de réflexion et à effectuer des efforts cognitifs.
Certains individus possédant intrinsèquement une faible moti
vation et une faible propension à la réflexion ont été caractérisés
comme des « avares cognitifs » (chronic cognitive misers) , tandis
que les individus qui semblent pourvus d'une
forte motivation et propension à cette activité ont été définis
comme des personnes actives sur le plan de l'activité cognitive
(chronic cognitivers). Les travaux de Cacioppo et Petty (1982)
montrent que la plus grande part de la variance interindivi- besoin de cognition 587 Le
duelle observée dans la motivation qu'ont les gens à s'engager
dans une activité reflexive peut être expliquée par un facteur
unique : le Besoin de Cognition (Need for Cognition) . Le modèle
de Cacioppo et Petty indique que si les individus qui ont un fort
besoin de cognition et ceux qui ont un faible besoin de cognition
cherchent à donner un sens au monde environnant, les uns et les
autres adoptent des démarches différentes pour y parvenir. Les
premiers seraient plus naturellement orientés vers la recherche
et l'acquisition d'informations dans le but de donner sens aux
stimuli, aux relations interpersonnelles, et aux événements du
monde environnant. Les seconds seraient caractérisés comme
faisant préférentiellement appel à des heuristiques cognitives ou
des processus de comparaison sociale pour structurer leur envi
ronnement. Le principal apport de ces auteurs réside dans la
construction et la validation d'une échelle pour adultes destinée
à mesurer cette propension des individus à s'engager dans une
activité de compréhension du monde environnant. Dans une de
leurs premières études de validation de construit, Cacioppo,
Petty et Morris (1983) ont montré que les sujets sélectionnés
comme ayant un fort besoin de cognition avaient une plus
grande capacité à extraire des informations d'un texte à évaluer
que les sujets sélectionnés comme ayant un faible besoin de
cognition. De plus, les premiers manifestaient une plus grande
propension à réfléchir sur des arguments présentés dans une
communication persuasive que les seconds. Verplanken, Hazen-
berg et Palenewen (1992) ont également montré que, dans une
tâche de test fictif d'un produit inconnu, les sujets qui avaient
un fort besoin de cognition sélectionnaient davantage d'infor
mations et exprimaient un plus grand désir d'informations sur le
produit que ceux qui avaient un faible besoin de cognition. Ces
données, comme celles de Priester et Petty (1995) indiquent que
les individus possédant un fort besoin de cognition génèrent, de
façon générale, davantage de pensées pertinentes relatives à une
tâche qu'ils ont à effectuer que les individus possédant un faible
besoin de cognition. De plus, les premiers fournissent davantage
d'efforts cognitifs dans une activité de recherche d'informations
(Verplanken, 1993) que les seconds, ce qui leur permet de se
montrer plus efficients dans la résolution de problèmes cognitifs
(Baugh et Mason, 1986 ; Dornic, Ekehammar et Laaksonen,
1991). En outre, les résultats d'une étude de Lassiter, Briggs et
Slaw (1991) ont révélé que le besoin de cognition s'avère prédic- 588 Anne Ginet et Jacques Py
tif d'une activité inférentielle spécifique dans un paradigme clas
sique de formation d'impression. Dans cette recherche, on a
montré que des descriptions comportementales inconsistantes
avec une impression initiale suscitaient davantage d'explica
tions causales spontanées et faisaient l'objet d'un rappel ulté
rieur supérieur par rapport à des descriptions comportementales
consistantes avec cette impression (une observation déjà relevée
par Hastie, 1984). Et ceci était d'autant plus vrai que les sujets
possédaient un fort besoin de cognition. Les sujets possédant un
fort besoin de cognition seraient donc plus enclins que les autres
à se livrer à une activité d'inférence causale face à un stimulus
activateur.
Dans la littérature française sur la cognition sociale, il existe
également une variable qui semble rendre compte d'un niveau
d'activité explicative ayant trait à la compréhension du monde
environnant : la clairvoyance normative. Py et Somat (1991)
ont supposé que l'émission d'un comportement normatif devait
dépendre d'une connaissance (appelée clairvoyance) sur la norme,
connaissance éventuelle non uniformément répartie dans la
population. Leurs travaux (voir, pour une synthèse, Py et
Somat, 1997) ont surtout porté sur la connaissance de la norme
d'internalité. Cette norme a été définie comme « la valorisation
des explications des renforcements et des comportements qui
accentuent le rôle de l'acteur comme facteur causal » (Beauvois
et Dubois, 1988). En particulier à un âge où la norme d'internal
ité est encore largement en voie d'acquisition, c'est-à-dire
d'après les travaux de Dubois (1988) vers 10-12 ans, il devait
exister des différences interindividuelles quant à la connaissance
du caractère socialement valorisé du registre interne d'explica
tion causale. Ils ont proposé un modèle de recherche susceptible
d'opérationaliser cette variable. Dans ce modèle, le concept de
clairvoyance normative a été défini comme « une connaissance
(versus une non-connaissance) du caractère normatif ou contre-
normatif d'un type de comportements sociaux ou d'un type de
jugements ». Appliquée au domaine de l'explication causale, « la
clairvoyance normative correspond à la connaissance du carac
tère socialement valorisé des explications internes et du dévalorisé des externes ». À partir
des réponses à une échelle d'internalité pour enfants (plus
précisément du QIAL : Questionnaire d'internalité Attribu
tion / Locus of control, Bertone, Delmas, Py, et Somat, 1989), les besoin de cognition 589 Le
auteurs ont pu, par le jeu de consignes pro-normative (d'autova-
lorisation) et contre-normative (d'autodévalorisation)1, réaliser
une mesure de cette connaissance.
Savoir ce qu'il est valorisé ou non de dire dans une situation
sociale rend probablement compte d'un type particulier d'ac
tivité de réflexion sur les causes des événements psychologiques.
Cette activité peut porter sur l'évaluation du caractère de vérité
des causes évoquées comme sur de la désirabilité de
la réponse à fournir. Elle conduirait les sujets clairvoyants à
inférer la réponse attendue à travers une activité reflexive de
recherche des causes susceptibles de rendre compte d'un événe
ment observé. Cette activité pourrait, en particulier, traduire
une propension des individus clairvoyants à l'inférence causale
dans une situation sociale propice. Py, Bonnevie, Ginet et
Michel (1998) ont ainsi pu montrer, alors que les sujets étaient
invités, immédiatement après la rédaction d'un essai contratti-
tudinel, à fournir des explications concernant l'acceptation de
leur conduite, que les sujets clairvoyants fournissaient davant
age que les sujets non d'unités explicatives por
tant sur la situation de soumission forcée, c'est-à-dire sur leur
acceptation de la requête de l'expérimentateur. Face à une
requête qui présente un caractère inattendu (rédiger un essai qui
va à l'encontre de ses convictions), les sujets clairvoyants sem
blent s'être, davantage que les autres, livrés à une activité
d'inférence causale. En prolongement de ces résultats, Py et
Ginet (1999) ont montré que, dans un paradigme classique de
formation d'impression emprunté à Lassiter et al. (1991), les
sujets clairvoyants percevaient davantage que les non clai
rvoyants l'inconsistance de certaines descriptions comportement
ales avec le trait de personnalité saillant de la cible. Enfin, suite
à la réalisation de tâches pour lesquelles le sujet recevait un ren
forcement (positif ou négatif) inattendu, on a encore pu observer
que les sujets clairvoyants fournissaient plus massivement que
les sujets non d'explications causales du renforce
ment reçu (Ginet, Py, Gastrin et Granger, 1999).
1. Une consigne pro-normative incite l'enfant à se faire bien voir en répon
dant, par exemple, de manière à faire plaisir à ses enseignants en général ou
encore à répondre comme le ferait un excellent élève. Une consigne contre-nor
mative incite, à l'inverse, l'enfant à se faire mal voir en répondant, par exemple,
de manière à ne pas faire plaisir à ses enseignants ou encore à répondre comme
le ferait un très mauvais élève. 590 Anne Ginet et Jacques Py
De telles données indiquent qu'on dispose d'une variable sus
ceptible de rendre compte d'une activité explicative particulière
de la part d'enfants de 10-12 ans. Elles permettent, en effet, de
constater que la clairvoyance normative participerait bien d'une
activité de compréhension et d'explication du monde environ
nant. Une certaine analogie conceptuelle apparaît entre cette
variable et le besoin de cognition. Les recherches menées sur une
population expérimentale adulte suggèrent que le besoin de
cognition, à l'instar de la clairvoyance normative, intervient
également dans une activité de compréhension et d'explication
du monde environnant. Il serait donc utile de circonscrire les
domaines de pertinence de la clairvoyance normative et du
besoin de cognition à un âge qui semble charnière tant dans la
formation et l'acquisition des structures explicatives, que dans
la gestion de ces structures explicatives. Compte tenu de l'exi
stence d'un instrument de mesure de la clairvoyance normative
destiné à une population expérimentale d'enfants de 11-12 ans,
c'est sur cette tranche d'âge que l'étendue des domaines de pert
inence des deux variables a été ici appréhendée. Bien qu'il
n'existe pas d'instrument de mesure du besoin de cognition
adapté à une population expérimentale de cet âge, il est pro
bable qu'un besoin de cognition soit mesurable à l'âge de 10-
12 ans. La littérature livre certains résultats contradictoires
concernant le lien entre l'âge des sujets et leurs réponses à
l'échelle de besoin de cognition (Cacioppo et Petty, 1982), résul
tats qui concernent uniquement des populations d'adolescents et
d'adultes. Une échelle de besoin de cognition pour enfants per
mettrait, entre autres, de cerner les aspects développementaux
de l'évolution du besoin de cognition. Dans leur revue de ques
tions, Cacioppo, Petty, Feinstein et Jarvis (1996) concluent sur
cette question en soulignant l'intérêt de mener des recherches
sur les enfants, cette population expérimentale ne faisant l'objet
d'aucune recherche actuellement en raison de l'absence d'in
strument de mesure valide adapté. En effet, les échelles de besoin
de cognition utilisées dans la plupart des recherches mentionnées
dans la littérature constituent des versions plus ou moins lon
gues de l'échelle initiale élaborée par Cacioppo et Petty (1982) et
ne sont pas adaptées aux enfants.
Nous nous sommes proposés, dans un premier temps, de
construire une échelle française de besoin de cognition pour
enfants et de mesurer les liens corrélationnels de cette variable Le besoin de cognition 591
avec d'autres variables différentielles habituellement étudiées
chez des enfants dans une approche de psychologie sociale. Dans
un second temps, avec pour objectif de tester la validité prédic
tive de cette échelle dans un paradigme habituel d'étude du
besoin de cognition, nous avons souhaité vérifier que l'on retrou
vait bien, chez des enfants, les différences attendues en fonction
du besoin de cognition des sujets. Enfin, une dernière recherche
présente clairement un caractère plus exploratoire et constitue
une première appréhension de l'intervention de cette variable
dans un paradigme majeur de la psychologie sociale : le para
digme de la soumission forcée.
ÉTUDE 1A: CONSTRUCTION ET VALIDATION D'UN
QUESTIONNAIRE DE BESOIN DE COGNITION POUR
ENFANTS (QBCE)
Nous nous sommes inspirés de l'échelle (en langue anglaise)
de « besoin de cognition », destinée aux adultes, mise au point
par Cacioppo et Petty (1982). Les 45 items de la version initiale
de cette échelle ont été, dans un premier temps, traduits en
langue française. Après élimination des items non pertinents
pour la population de jeunes enfants qui nous intéressait, une
première version contenant 36 items a été élaborée.
SUJETS
Cette version a été administrée à 72 écoliers de CM2 (10-11 ans) issus de
deux écoles primaires. Ces deux écoles avaient pour caractéristique
d'accueillir des élèves d'origines diverses, mais appartenant majoritaire
ment à des classes sociales moyennes.
MATERIEL ET PROCEDURE
Le questionnaire mis au point a été administré à l'ensemble des élèves1.
La consigne écrite était lue par l'expérimentateur qui s'assurait ainsi de sa
1. Il est à noter que la moitié des items présentés nécessitaient une inver
sion des scores obtenus et ce, afin d'éviter un éventuel biais de positivité dans
les réponses des élèves. 592 Anne Ginet et Jacques Py
bonne compréhension. Elle était formulée à partir d'un exemple comme
suit :
« Si vous pensez que la phrase est tout à fait vraie et que vous êtes
quelqu'un qui aime regarder la télévision pendant des heures, vous allez mettre
une croix dans la case 10 ou bien 9, par exemple. Si, au contraire, vous
n'aimez pas du tout regarder la télévision pendant des heures, alors la phrase
n'est pas vraie du tout et, dans ce cas, vous allez cocher (mettre une croix) dans
la case 0 ou 1. Vous pouvez aussi aimer moyennement regarder la télévision,
alors vous pouvez cocher la case 5 ou 6. Vous voyez que plus la case que vous
cochez est proche de 10 et plus la phrase est vraie, et plus la case que vous cochez
est proche de 0 et plus la phrase est fausse. Il faut que vous sachiez qu'il n'y a
pas de bonne ou de mauvaise réponse, c'est votre avis qui nous intéresse et cha
cun a le droit de penser ce qu'il veut. Je vous demande simplement d'être le plus
honnête et le plus sincère possible. Vous ne mettrez pas votre nom sur la
feuille ; donc, vous voyez bien que cela n'a rien à voir avec un devoir scolaire.
Vous aurez peut-être l'impression que certaines phrases se ressemblent, pour
tant réfléchissez bien pour chacune d'entre elles. »
Les élèves avaient alors pour tâche de se positionner le plus si
ncèrement possible sur chacune des assertions et ce, sur des échelles de type
Likert en 11 points allant de 0 : « C'est entièrement faux, je ne suis pas du
tout d'accord » à 10 : « C'est entièrement vrai, je suis tout à fait d'accord. »
CARACTÉRISTIQUES PSYCHOMÉTRIQUES DE L'ÉCHELLE
Analyse factorielle et sélection des items
Une analyse en composantes principales des données recueillies a été
effectuée. Le premier axe expliquait une part non négligeable de la
variance totale observée (18,71 %) conformément à ce que la littérature
permettait d'envisager, la plupart des résultats structuraux montrant un
construit unidimensionnel de la variable ; le second axe en expliquait
6,71 %. Une sélection des items les plus fortement corrélés avec le premier
axe a été réalisée. Vingt items ont été ainsi sélectionnés pour constituer la
version finale du questionnaire. L'analyse en composantes principales réa
lisée à partir de la sélection de ces 20 items a révélé que le premier axe
expliquait 28,6 % de la variance totale (le second axe en expliquait 9,2 %).
Le test de fiabilité pratiqué a, en outre, permis d'observer un Alpha de
Cronbach de .80 et un split-half (items pairs / items impairs) de .78
(N = 72;p< .001). besoin de cognition 593 Le
ÉTUDE IB : VÉRIFICATION DES QUALITÉS PSY
CHOMÉTRIQUES DE LA VERSION DÉFINITIVE DE
L'ÉCHELLE ET FIDÉLITÉ DE LA MESURE
Un test-retest a également été effectué.
SUJETS
Quatre-vingt-dix-huit élèves de sixième (11-12 ans) issus d'un collège
ont participé à ce test-retest. Ce collège avait pour caractéristique
d'accueillir des élèves d'origines diverses, mais appartenant majoritaire
ment à des classes sociales moyennes.
MATERIEL ET PROCEDURE
Le questionnaire contenant les 20 items préalablement sélectionnés a
été administré aux élèves après que leur ait été attribué à chacun un
numéro à reporter au sommet de la feuille. Les passations ont été réalisées à
sept semaines d'intervalle par deux expérimentateurs différents, dans deux
salles différentes du collège.
ANALYSE FACTORIELLE ET TESTS DE FIABILITE
Une analyse en composantes principales réalisée à partir des données
recueillies a révélé que le premier axe expliquait 22,4 % de la variance
totale (le second axe en expliquait 9,7 %). Un test de fiabilité pratiqué sur
l'ensemble de ces données a, en outre, permis d'observer un Alpha de Cron-
bach de .79 et un split-half (items pairs / impairs) de .71 (N = 98) ;
p < .001). De telles données obtenues sur la version définitive du QBCE
confortent bien les qualités psychométriques que laissaient supposer l'ana
lyse effectuée lors de la phase de construction du questionnaire, après élimi
nation des items les plus hétérogènes.
COEFFICIENT DE CONSTANCE
Un coefficient de constance a également été calculé. Il s'agit d'une cor
rélation entre le score moyen obtenu par chaque sujet lors de la première
passation de l'échelle et celui lors de la seconde passation effectuée
sept semaines plus tard. Le coefficient obtenu (r = .67 ; pour N — 98,
p < .001) indique une constance satisfaisante de la mesure.

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