Psychologie sociale. - compte-rendu ; n°2 ; vol.54, pg 533-555

Durandin

Description

L'année psychologique - Année 1954 - Volume 54 - Numéro 2 - Pages 533-555
23 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.

Informations

• Publié par: L-annee-psychologique
• Publié le: 01 janvier 1954
• Nombre de lectures: 17
• Langue: Français
• Poids de l'ouvrage: 1 Mo

Extrait

G. Durandin
R. Pages
IV. Psychologie sociale.
In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°2. pp. 533-555.
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Durandin G., Pages R. IV. Psychologie sociale. In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°2. pp. 533-555.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1954_num_54_2_8750— Psychologie sociale IV.
Méthodes de description et de mesure :
CASE (H. M). — Guttman scaling applied to Center's conservatism-
radicalism Battery (L'échelle de Guttman appliquée à la Batterie de
Conservatisme- Radicalisme de Centers). — Amer. J. Sociol., 1952-53,
68, 556-68. — SPIEGELMAN (M.), TERWILLIEGER (C),
FEARING (F.). — The reliability of agreement in content analysis
(La fidélité de V accord dans V analyse de contenu). — J. soc. Psychol.,
1953, 37, 175-87. — HORWITZ (M.), CARTWRIGHT (D.). — A
protective method for the diagnosis of group properties ( Une méthode
projective pour diagnostiquer les propriétés du groupe). — Hum. Rel.,
1953,6?, 397-410.
La technique de Guttman continue à trouver des applications désor
mais courantes. Un cas intéressant est le contrôle d'unidimensionnalité
après coup sur des instruments (questionnaires) déjà établis. On a ici
examiné l'échelle conservatisme-radicalisme de Centers (décrite notam
ment dans sa Psychology of Social Classes) et formée de 6 items. Le
__ . , , , ,.,.,.,, /. Nombre d'erreurs \ coefficient de reproductibihte 1 — = — = . . . , — 7 dans le
V Nombre total de réponses/
placement mutuel des items est de .884 seulement. Le seuil convenu étant
de .90, il s'agit ici seulement d'une « quasi-échelle ». Cette technique
d'analyse d'unidimensionnalité paraît avoir pour principal avantage
l'aptitude à traiter les intercorrélations en domaine qualitatif sans les
hypothèses de normalité requises en principe par une analyse factorielle.
C'est en somme une variété importante de l'ensemble des techniques sta
tistiques « non paramétriques » (sans hypothèses de normalité) qui sont en
cours de développement général (cf. Moses). Toutefois, elle a l'inconvé
nient, par rapport à une analyse multifactorielle, de fournir seulement
une façon d'éliminer toutes les dimensions sauf une. Il y aurait lieu de
comparer ici avec les analyses d'Eysenck sur le même domaine d'atti
tudes et avec sa discussion des problèmes d'échelles.
L'analyse de contenu a rarement été étudiée quant à sa fidélité. Théo
riquement, indiquent Spiegelmann et ses collaborateurs, les facteurs de la
fidélité définie par l'accord interjuges (R) sont définis par une équation
du type
R = / (S, C, J)
où S est le degré d'ambiguïté du matériel-stimulus, C le degré d'ambig
uïté des critères ou catégories d'analyse, J la variabilité relative aux
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cadres de référence et aux aptitudes des juges. L'ambiguïté élevée du
fait de S et (ou) C prête au jeu de J, et inversement. L'univocité de C est
pratiquement synonyme de la communicabilité des critères ou catégories.
Après un exposé critique des méthodes de Kaplan et Goldsen (in Lasswell
et Leites, Language of Politics), les AA. proposent un procédé pour étu
dier la fidélité avec n juges, jugeant N» items pour Nc catégories dans un
category-set. (Plutôt qu'un « ensemble » de catégories il conviendrait peut-
être de traduire « système » ou bloc de : il s'agit des catégories
formant par leur réunion un domaine de choix pour le juge : par exemple :
« marié, célibataire, veuf, divorcé » est un bloc de 4 catégories.) On peut
déterminer plusieurs sortes de fidélité : a) Individuelle : accord entre
juges, visant à déterminer quel juge dévie ; b) Fidélité par catégorie ;
c) Fidélité par bloc de catégories. Pour cette dernière et non sans quelques
hésitations, les AA. proposent une formule de calcul pour les degrés
d'accord de n juges : nombre d'accords possibles A = « ; si les
nombres de juges accordés sont mlf m2... m (nti^n), le nombre d'accords
réels am = %-~~ -. C'est am qui donne la fidélité et permet d'établir
des rangs, quel que soit n. D'après cette règle, pour 6 juges les combi-
3x2 naisons d'accord 3, 1, 1, 1 et 2, 2, 2 sont équivalentes car = 3 = "
(1 2 2\— ö + ô + x . Il est ainsi possible de tabuler les probabilités d'oc- (
currence de am, pour n juges, Ni items, Nc catégories. (Le symbolisme
des AA. a été quelque peu précisé, pour des raisons de clarté.)
Un essai d'étude de la fidélité en fonction de l'ambiguïté du stimulus
(rareté d'informations) montre que cette notion n'est pas encore élucidée.
D'autre part, la discussion préalable non dirigée n'améliore pas l'accord
des juges. Au cours de cette étude, sans que la raison (probablement
chronologique...) en soit donnée, les AA. n'utilisent pas la méthode mathé
matique ci-dessus, mais une approximation empirique.
Horwitz et Gartwright exposent une tentative d'appliquer une
méthode projective du type TAT au diagnostic des propriétés d'un groupe
à travers les histoires élaborées collectivement par ce groupe au cours
d'une discussion. Les attitudes et les positions des personnages des
groupes représentés par les images sont ambiguës et contradictoires. Les
récits sont analysés de façon à faire apparaître les éléments dimensionnels
usuels dans la « dynamique de groupe » du type Festinger. Les dimens
ions correspondantes sont mesurées indépendamment. Quoiqu'on n'ait
utilisé que 5 groupes et que les corrélations par rang soient donc cal
culées avec N = 5, le succès du test est fréquemment significatif, ce qui
suppose rho voisin de l'unité (rho = ± .80 pour le seuil de .07) : 1) Les
variables, « manque d'intérêt pour le groupe », « influence exercée par le
meneur », « hostilités interpersonnelles » sont signiflcativement mesurées ;
2) Les relations prévues par la théorie sont vérifiées
dans le test entre : a) L'orientation vers les aspects impersonnels des PSYCHOLOGIE SOCIALE 535
relations dans le groupe et la distractibilité par rapport au groupe
(rho < 0), d'une part ; b) Entre cette même orientation et la conscience
de la structure du groupe d'autre part ; c) Entre l'hostilité interper
sonnelle et la facilité de se référer au groupe (absence de « défensive »)
(rho < 0) ; d) Entre cette même hostilité interpersonnelle et l'intensité
des affects relatifs aux suggestions reçues (rho < 0) ; e) De plus la pro
ductivité effective des groupes d'expérience est en corrélation avec la
cohésion « projective » (groupe qui « marche bien », nouveaux venus, pas
d'énoncés relatifs à la désintégration du groupe ou au départ d'un
membre...).
Les seules mesures de validité par critère externe sont les trois pre
mières, et, en un sens, la corrélation 2) e). Les autres corrélations en 2) ne
confirment que la validité théorique intrinsèque de 1' « univers pro-
jectif » réalisé.
Tels quels ces résultats sont extrêmement suggestifs. La préoccupat
ion de l'indépendance des variables utilisées s'y marque également. Il
semble bien ici y avoir une convergence de ces auteurs lewiniens avec les
idées de Cattell sur la mesure et l'analyse des dimensions indépendantes
propres à la personnalité de groupe (« syntalité »). On notera que la
méthode projective paraît réussir au moins aussi bien qu'au niveau indi
viduel.
R. P.
Perception des situations sociales :
JORDAN (N.). — Behavioral forces that are a function of attitudes
and of cognitive organization (Les forces comportementales qui sont
fonction des attitudes et de l'organisation cognitive) . — Hum. Rel., 1953,
6, n» 3, 183-294.
Il s'agit ici non pas d'une expérimentation sociale proprement dite,
mais d'une expérimentation sur des expériences mentales relatives à des
situations sociales. On conçoit que la population n'a pu être formée que
d'é