L’\u00c9chelle abr\u00e9g\u00e9e de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale de Marlowe-Crowne<\/strong> (commun\u00e9ment d\u00e9sign\u00e9e sous le sigle M-C (20)<\/em> ou forme abr\u00e9g\u00e9e de Strahan et Gerbasi<\/a>, 1972) constitue une adaptation psychom\u00e9trique condens\u00e9e de l’instrument original \u00e0 33 items d\u00e9velopp\u00e9 par Douglas P. Crowne<\/a> et David Marlowe<\/a> en 1960. Cet instrument d’auto-\u00e9valuation a \u00e9t\u00e9 con\u00e7u pour quantifier la tendance des r\u00e9pondants \u00e0 d\u00e9peindre une image d’eux-m\u00eames culturellement valoris\u00e9e et exempte de d\u00e9fauts, motiv\u00e9e par un fort besoin d’approbation sociale, plut\u00f4t que de rapporter fid\u00e8lement leurs comportements, attitudes et sentiments r\u00e9els.<\/p>\n Compos\u00e9e de 20 \u00e9nonc\u00e9s binaires (Vrai \/ Faux), cette version courte a \u00e9t\u00e9 extraite de l’\u00e9chelle princeps par des proc\u00e9dures d’analyse factorielle et de s\u00e9lection d’items visant \u00e0 maximiser l’homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 interne tout en r\u00e9duisant substantiellement la charge cognitive impos\u00e9e aux participants. Sur le plan structural, bien que con\u00e7ue \u00e0 l’origine comme une mesure unidimensionnelle du besoin d’approbation, l’\u00e9chelle articule deux dynamiques comportementales compl\u00e9mentaires : l’attribution<\/em> (revendication de comportements pro-sociaux rares) et le d\u00e9ni<\/em> (refus d’admettre des faiblesses humaines universellement partag\u00e9es).<\/p>\n Les propri\u00e9t\u00e9s psychom\u00e9triques document\u00e9es par Strahan et Gerbasi (1972) mettent en \u00e9vidence des coefficients de coh\u00e9rence interne Kuder-Richardson<\/a> (KR-20) s’\u00e9chelonnant de 0,62 \u00e0 0,75 selon les \u00e9chantillons d’\u00e9tudiants universitaires, ainsi que des coefficients alpha de Cronbach oscillant entre 0,66 et 0,70. L’\u00e9chelle conserve une corr\u00e9lation robuste (sup\u00e9rieure \u00e0 0,90) avec l’\u00e9chelle originale \u00e0 33 items, garantissant ainsi une excellente validit\u00e9 de crit\u00e8re tout en offrant une alternative d’administration rapide, pr\u00e9cieuse dans les protocoles de recherche transversaux et longitudinaux complexes.<\/p>\n d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale, biais de r\u00e9ponse, psychom\u00e9trie, \u00e9chelle de Marlowe-Crowne, besoin d’approbation, formes abr\u00e9g\u00e9es, validit\u00e9 de construit, coh\u00e9rence interne, gestion des impressions, auto-\u00e9valuation<\/p>\n La version abr\u00e9g\u00e9e en 20 items (M-C 20) a \u00e9t\u00e9 conceptualis\u00e9e et valid\u00e9e par les chercheurs am\u00e9ricains Robert F. Strahan<\/strong> et Kathleen C. Gerbasi<\/strong> au sein de l’Universit\u00e9 de Rochester (D\u00e9partement de psychologie) et du Centre m\u00e9dical de l’Universit\u00e9 de Rochester (Rochester, New York, \u00c9tats-Unis). Leurs travaux s’appuient directement sur l’\u00e9chelle fondamentale d\u00e9velopp\u00e9e par :<\/p>\n L’objectif fondamental de l’\u00c9chelle abr\u00e9g\u00e9e de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale de Marlowe-Crowne est de mesurer, contr\u00f4ler et isoler la variance parasite imputable aux biais de r\u00e9ponse<\/a> dans les instruments d’auto-\u00e9valuation en sciences humaines, sociales et comportementales. Dans tout protocole reposant sur des questionnaires autorapport\u00e9s, les participants sont susceptibles d’infl\u00e9chir leurs r\u00e9ponses pour se conformer aux attentes per\u00e7ues de l’exp\u00e9rimentateur, aux normes \u00e9thiques dominantes ou \u00e0 des id\u00e9aux moraux inaccessibles.<\/p>\n Dans les contextes exp\u00e9rimentaux et \u00e9pid\u00e9miologiques, l’\u00e9chelle M-C (20) est fr\u00e9quemment int\u00e9gr\u00e9e comme variable de contr\u00f4le ou covariable m\u00e9thodologique. Son int\u00e9gration permet de :<\/p>\n Dans l’\u00e9valuation psychologique appliqu\u00e9e, le recours \u00e0 une forme abr\u00e9g\u00e9e r\u00e9pond \u00e0 des imp\u00e9ratifs d’\u00e9conomie temporelle et de limitation de la fatigue cognitive :<\/p>\n Le construit op\u00e9rationnalis\u00e9 par l’instrument est la d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale<\/em> con\u00e7ue non pas comme une simple source d’erreur de mesure, mais comme une variable dispositionnelle stable de la personnalit\u00e9 : le besoin d’approbation sociale<\/strong> (need for social approval<\/em>). Les individus pr\u00e9sentant des scores \u00e9lev\u00e9s sont anim\u00e9s par une motivation chronique \u00e0 \u00e9viter le rejet social, la d\u00e9sapprobation d’autrui et la sanction interpersonnelle.<\/p>\n L’architecture interne des items de la M-C (20) repose sur un \u00e9quilibre rigoureux entre deux composantes comportementales et cognitives :<\/p>\n Les prolongements th\u00e9oriques ult\u00e9rieurs, notamment ceux de Delroy L. Paulhus<\/a>, ont d\u00e9montr\u00e9 que les scores \u00e9lev\u00e9s \u00e0 l’\u00e9chelle de Marlowe-Crowne capturent conjointement deux r\u00e9alit\u00e9s psychologiques : la gestion d\u00e9lib\u00e9r\u00e9e des impressions<\/em> (dissimulation consciente visant \u00e0 manipuler autrui) et l’auto-illusion positive<\/em> (processus inconscient et d\u00e9fensif maintenant une vision id\u00e9alis\u00e9e et non conflictuelle de son propre fonctionnement psychique).<\/p>\n L’ancrage conceptuel de l’instrument s’enracine dans la th\u00e9orie de l’apprentissage social<\/a> de Julian Rotter (1954). Dans cette perspective, le comportement humain est d\u00e9termin\u00e9 par la valeur accord\u00e9e \u00e0 un renfor\u00e7ateur donn\u00e9 et par l’attente que ce comportement conduise \u00e0 l’obtention de ce renfor\u00e7ateur. Crowne et Marlowe (1964) ont \u00e9tendu ce mod\u00e8le en postulant que pour de nombreux individus, le renfor\u00e7ateur primaire r\u00e9side dans l’obtention de l’approbation sociale et l’\u00e9vitement scrupuleux de toute \u00e9valuation n\u00e9gative.<\/p>\n Historiquement, l’\u00e9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale con\u00e7ue par Allen Edwards (1957) pr\u00e9sentait une limite th\u00e9orique et empirique majeure : elle avait \u00e9t\u00e9 construite \u00e0 partir d’items extraits du MMPI<\/a>. De ce fait, l’\u00e9chelle d’Edwards corr\u00e9lait massivement (r > -0,80) avec les indices d’anxi\u00e9t\u00e9 manifeste et de psychopathologie, mesurant principalement l’absence de d\u00e9tresse psychologique plut\u00f4t qu’une tendance autonome \u00e0 la conformit\u00e9 sociale.<\/p>\n Pour d\u00e9passer cet \u00e9cueil, Crowne et Marlowe ont formul\u00e9 des items dont le contenu s’av\u00e8re neutre vis-\u00e0-vis des troubles psychiatriques. Les affirmations s\u00e9lectionn\u00e9es d\u00e9crivent des conduites ordinaires de la vie quotidienne dont la d\u00e9sirabilit\u00e9 culturelle est consensuelle, mais dont l’accomplissement effectif est quasi-impossible de mani\u00e8re inconditionnelle. Par cons\u00e9quent, l’\u00e9chelle mesure un style motivationnel distinct, exempt de contamination directe par la sant\u00e9 mentale globale.<\/p>\n La validit\u00e9 de la forme courte en 20 items a \u00e9t\u00e9 abondamment scrut\u00e9e dans la litt\u00e9rature psychom\u00e9trique contemporaine, \u00e9tablissant sa robustesse m\u00e9thodologique \u00e0 travers diverses approches empiriques.<\/p>\n La validit\u00e9 convergente de la M-C (20) est attest\u00e9e par des corr\u00e9lations extr\u00eamement \u00e9lev\u00e9es avec l’\u00e9chelle princeps \u00e0 33 items. Strahan et Gerbasi (1972) ont rapport\u00e9 des corr\u00e9lations produit-moment variant entre r = 0,90<\/strong> et r = 0,96<\/strong> entre la forme \u00e0 20 \u00e9nonc\u00e9s et la version totale. Ce niveau de corr\u00e9lation d\u00e9montre que la forme courte conserve l’essentiel de la variance du construit d’origine sans distorsion s\u00e9mantique.<\/p>\n De plus, l’\u00e9chelle corr\u00e8le mod\u00e9r\u00e9ment \u00e0 fortement (r = 0,55 \u00e0 0,72) avec d’autres mesures de gestion des impressions, telles que la sous-\u00e9chelle d’Impression Management<\/em> de l’inventaire BIDR (Balanced Inventory of Desirable Responding<\/em>) de Paulhus, confirmant sa sensibilit\u00e9 \u00e0 la falsification positive de l’image de soi.<\/p>\n L’\u00e9chelle affiche une excellente validit\u00e9 discriminante vis-\u00e0-vis des mesures cognitives d’intelligence g\u00e9n\u00e9rale et des sympt\u00f4mes psychopathologiques s\u00e9v\u00e8res (corr\u00e9lations g\u00e9n\u00e9ralement non significatives, r < 0,15). Vis-\u00e0-vis du mod\u00e8le des Big Five<\/a>, l’\u00e9chelle pr\u00e9sente des corr\u00e9lations positives mod\u00e9r\u00e9es avec l’Agr\u00e9abilit\u00e9 (r \u2248 0,30 \u00e0 0,40) et la Conscienciosit\u00e9 (r \u2248 0,25 \u00e0 0,35), ce qui est th\u00e9oriquement coh\u00e9rent puisque ces deux traits recouvrent en partie l’adh\u00e9sion aux normes pro-sociales et au contr\u00f4le des impulsions.<\/p>\n Dans les contextes exp\u00e9rimentaux portant sur la soumission \u00e0 l’autorit\u00e9 ou la susceptibilit\u00e9 \u00e0 l’influence sociale, les participants obtenant des scores \u00e9lev\u00e9s \u00e0 la M-C (20) manifestent un taux de conformisme significativement plus \u00e9lev\u00e9 dans les paradigmes de type Asch ou Milgram. Ils modifient \u00e9galement plus volontiers leurs jugements perceptifs ou politiques pour s’aligner sur les normes du groupe exp\u00e9rimental.<\/p>\n La consistance interne et la stabilit\u00e9 temporelle de la forme abr\u00e9g\u00e9e ont fait l’objet de multiples \u00e9valuations quantitatives depuis sa publication initiale.<\/p>\n En raison du format dichotomique (Vrai\/Faux) des items, la fid\u00e9lit\u00e9 initiale a \u00e9t\u00e9 document\u00e9e via la formule 20 de Kuder-Richardson (KR-20), \u00e9quivalent math\u00e9matique de l’alpha de Cronbach pour les donn\u00e9es binaires :<\/p>\n Les coefficients de fid\u00e9lit\u00e9 test-retest \u00e0 un intervalle d’un mois se maintiennent au-del\u00e0 de r = 0,80<\/strong>, ce qui d\u00e9montre la stabilit\u00e9 temporelle du besoin d’approbation sociale en tant que trait de personnalit\u00e9, \u00e9cartant l’hypoth\u00e8se d’une simple fluctuation \u00e9motionnelle passag\u00e8re li\u00e9e \u00e0 l’humeur du moment.<\/p>\n La factorialit\u00e9 de l’\u00e9chelle de Marlowe-Crowne a suscit\u00e9 d’importants d\u00e9bats m\u00e9thodologiques au cours des cinq derni\u00e8res d\u00e9cennies, oscillant entre mod\u00e9lisation unidimensionnelle et structures bifactorielles.<\/p>\n Lors de la cr\u00e9ation de la forme M-C (20), Strahan et Gerbasi ont cherch\u00e9 \u00e0 isoler un ensemble d’items dont la charge sur le premier facteur principal non tourn\u00e9 \u00e9tait la plus \u00e9lev\u00e9e possible. Cette d\u00e9marche visait \u00e0 cr\u00e9er une \u00e9chelle la plus homog\u00e8ne possible repr\u00e9sentant le facteur g\u00e9n\u00e9ral de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale. Dans cette mod\u00e9lisation de premier ordre, l’ensemble des 20 \u00e9nonc\u00e9s sature substantiellement (saturations factorielles typiquement sup\u00e9rieures \u00e0 0,30) sur une dimension commune sous-jacente.<\/p>\n Cependant, les analyses factorielles confirmatoires (AFC) contemporaines d\u00e9montrent que les donn\u00e9es s’ajustent significativement mieux \u00e0 un mod\u00e8le \u00e0 deux facteurs corr\u00e9l\u00e9s :<\/p>\n Les indices d’ajustement structurel (RMSEA < 0,06 ; CFI > 0,92 ; TLI > 0,90) soutiennent fr\u00e9quemment cette configuration \u00e0 deux sous-dimensions, bien que l’indice composite global demeure couramment utilis\u00e9 en recherche appliqu\u00e9e en raison de la forte inter-corr\u00e9lation entre ces deux composantes (r > 0,50).<\/p>\n L’instrument se pr\u00e9sente sous la forme d’un auto-questionnaire standardis\u00e9 comportant les caract\u00e9ristiques suivantes :<\/p>\n L’\u00e9chelle abr\u00e9g\u00e9e a \u00e9t\u00e9 publi\u00e9e en 1972<\/strong> par Robert Strahan et Kathleen C. Gerbasi dans la revue scientifique Journal of Clinical Psychology<\/em>. Conform\u00e9ment aux pratiques \u00e9tablies pour les publications scientifiques acad\u00e9miques de cette p\u00e9riode, l’instrument est consid\u00e9r\u00e9 comme relevant du domaine public scientifique pour une utilisation \u00e0 des fins de recherche non commerciale et d’enseignement.<\/p>\n Aucun droit d’enregistrement, redevance ou achat de mat\u00e9riel exclusif aupr\u00e8s d’un \u00e9diteur commercial n’est requis pour son utilisation. Les chercheurs et praticiens sont libres d’administrer l’\u00e9chelle, sous r\u00e9serve expresse de citer formellement les travaux fondateurs de Strahan et Gerbasi (1972) ainsi que de Crowne et Marlowe (1960) dans leurs publications, rapports ou th\u00e8ses de recherche.<\/p>\n Crowne, D. P., & Marlowe, D. (1960). A new scale of social desirability independent of psychopathology. Journal of Consulting Psychology<\/em>, 24(4), 349\u2013354. https:\/\/doi.org\/10.1037\/h0047358<\/a><\/p>\n Crowne, D. P., & Marlowe, D. (1964). The approval motive: Studies in evaluative dependence<\/em>. John Wiley & Sons.<\/p>\n Edwards, A. L. (1957). The social desirability variable in personality assessment and research<\/em>. Dryden Press.<\/p>\n Kielpikowski, M. M. (2011). Family Dynamics and Children’s Outcomes: the Role of Silent Interparental Conflict<\/em> (Doctoral dissertation, Victoria University of Wellington). Rep\u00e9r\u00e9 sur Victoria University of Wellington Research Archive<\/a>.<\/p>\n Paulhus, D. L. (1984). Two-component models of socially desirable responding. Journal of Personality and Social Psychology<\/em>, 46(3), 598\u2013609. https:\/\/doi.org\/10.1037\/0022-3514.46.3.598<\/a><\/p>\n Rotter, J. B. (1954). Social learning and clinical psychology<\/em>. Prentice-Hall. https:\/\/doi.org\/10.1037\/10788-000<\/a><\/p>\n2. Mots-cl\u00e9s<\/h2>\n
3. Auteurs<\/h2>\n
\n
4. Objectif<\/h2>\n
Applications en recherche et m\u00e9thodologie<\/h3>\n
\n
Applications cliniques et organisationnelles<\/h3>\n
\n
5. Construit psychologique<\/h2>\n
La structure bipolaire du construit : Attribution et D\u00e9ni<\/h3>\n
\n
D\u00e9sirabilit\u00e9 sociale : Gestion des impressions versus Auto-illusion<\/h3>\n
6. Cadre th\u00e9orique<\/h2>\n
Rupture avec le paradigme d’Edwards<\/h3>\n
7. Validit\u00e9<\/h2>\n
Validit\u00e9 de construit et convergente<\/h3>\n
Validit\u00e9 discriminante<\/h3>\n
Validit\u00e9 pr\u00e9dictive<\/h3>\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9<\/h2>\n
Coh\u00e9rence interne (KR-20 et Alpha de Cronbach)<\/h3>\n
\n
Stabilit\u00e9 temporelle (Test-Retest)<\/h3>\n
9. Analyse factorielle<\/h2>\n
Structure unidimensionnelle originale<\/h3>\n
Mod\u00e9lisation bifactorielle : Attribution vs D\u00e9ni<\/h3>\n
\n
10. Instrument de mesure<\/h2>\n
\n
True<\/code> (Vrai) ou False<\/code> (Faux).<\/li>\n\n
\n
11. Permissions, Tarifs et Ann\u00e9e du test<\/h2>\n
12. R\u00e9f\u00e9rences<\/h2>\n