L’\u00c9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale d’Edwards<\/strong> (Edwards Social Desirability Scale<\/em>, ESD ou \u00e9chelle SD) est un instrument psychom\u00e9trique pionnier d\u00e9velopp\u00e9 par le psychologue am\u00e9ricain Allen L. Edwards<\/a> en 1957. Con\u00e7ue initialement pour quantifier la propension des individus \u00e0 se d\u00e9crire sous un jour socialement valoris\u00e9 en l’absence d’injonction sp\u00e9cifique, cette \u00e9chelle comprend 39 items<\/strong> issus d’un sous-ensemble exp\u00e9rimental du Minnesota Multiphasic Personality Inventory (MMPI)<\/a>. Les items ont \u00e9t\u00e9 s\u00e9lectionn\u00e9s sur la base d’un consensus unanime de juges quant \u00e0 la d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale intrins\u00e8que des \u00e9nonc\u00e9s. L’instrument utilise un format de r\u00e9ponse dichotomique<\/strong> (Vrai \/ Faux), o\u00f9 9 \u00e9nonc\u00e9s sont cot\u00e9s positivement (\u00ab Vrai \u00bb) et 30 \u00e9nonc\u00e9s le sont n\u00e9gativement (\u00ab Faux \u00bb), pour un score global oscillant entre 0 et 39 points.<\/p>\n D’un point de vue psychom\u00e9trique, l’\u00e9chelle d’Edwards pr\u00e9sente une coh\u00e9rence interne \u00e9lev\u00e9e, avec des coefficients alpha de Cronbach<\/em> g\u00e9n\u00e9ralement compris entre 0,83 et 0,87<\/strong> au sein de populations \u00e9tudiantes et cliniques. La fid\u00e9lit\u00e9 test-retest \u00e0 deux semaines se situe autour de 0,66 pour les hommes<\/strong> et 0,68 pour les femmes<\/strong>. L’\u00e9chelle a fait l’objet d’un d\u00e9bat historique majeur dans la litt\u00e9rature sur l’\u00e9valuation de la personnalit\u00e9 : tandis qu’Edwards et certains chercheurs y voyaient un pur artefact de style de r\u00e9ponse (response style<\/em> ou response set<\/em>) contaminant les auto-\u00e9valuations, d’autres th\u00e9oriciens, notamment Jack Block<\/a>, ont d\u00e9montr\u00e9 qu’elle mesure une dimension substantielle de personnalit\u00e9 assimilable \u00e0 la r\u00e9silience psychologique (ego-resiliency<\/em>) et \u00e0 l’absence de d\u00e9tresse psychique. L’\u00e9chelle SD demeure un instrument de r\u00e9f\u00e9rence incontournable en psychom\u00e9trie fondamentale pour isoler la part de variance associ\u00e9e aux biais d’auto-pr\u00e9sentation et \u00e0 l’ajustement \u00e9motionnel global.<\/p>\n D\u00e9sirabilit\u00e9 sociale, \u00c9chelle d’Edwards, Psychom\u00e9trie, MMPI, Biais de r\u00e9ponse, Auto-\u00e9valuation, R\u00e9silience du moi, Gestion des impressions, \u00c9valuation de la personnalit\u00e9, Coh\u00e9rence interne, Fid\u00e9lit\u00e9 test-retest, Validit\u00e9 de construit.<\/p>\n L’\u00e9chelle a \u00e9t\u00e9 con\u00e7ue et formalis\u00e9e par :<\/p>\n Les prolongements th\u00e9oriques et empiriques majeurs de l’instrument ont \u00e9t\u00e9 men\u00e9s conjointement avec des collaborateurs r\u00e9guliers tels que James A. Walsh<\/strong> (Universit\u00e9 de Washington), et ont suscit\u00e9 les r\u00e9analyses critiques de chercheurs majeurs en psychom\u00e9trie tels que Jack Block<\/strong> (Universit\u00e9 de Californie \u00e0 Berkeley), Douglas N. Jackson<\/strong>, Samuel Messick<\/strong>, et ult\u00e9rieurement Delroy L. Paulhus<\/strong> (Universit\u00e9 de Colombie-Britannique).<\/p>\n L’objectif premier de l’\u00c9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale d’Edwards est de fournir une mesure quantitative standardis\u00e9e de la tendance individuelle \u00e0 approuver des \u00e9nonc\u00e9s d’auto-description en fonction de leur caract\u00e8re socialement d\u00e9sirable plut\u00f4t que de leur ad\u00e9quation stricte avec la r\u00e9alit\u00e9 objective du comportement. Edwards (1957) a d\u00e9fini ce construit comme la disposition habituelle et caract\u00e9ristique d’un individu \u00e0 pr\u00e9senter une image positive de soi dans un protocole d’auto-\u00e9valuation, et ce, sans qu’aucune consigne explicite d’induction de faux semblants (faking good<\/em>) ou de manipulation d’impression ne lui ait \u00e9t\u00e9 adress\u00e9e.<\/p>\n Dans le contexte de la psychologie diff\u00e9rentielle et de l’\u00e9valuation clinique des ann\u00e9es 1950, l’objectif fondamental d’Edwards \u00e9tait d’\u00e9lucider pourquoi les \u00e9chelles cliniques du MMPI pr\u00e9sentaient d’importantes intercorr\u00e9lations non expliqu\u00e9es par la seule nosographie psychiatrique. Edwards a \u00e9mis l’hypoth\u00e8se que la variance partag\u00e9e entre des \u00e9chelles mesurant par exemple la d\u00e9pression, l’hypocondrie ou la d\u00e9viance psychopathologique \u00e9tait principalement attribuable \u00e0 une dimension sous-jacente d’\u00e9valuation \u00e9valuative : les individus r\u00e9pondent syst\u00e9matiquement en rejetant les items d\u00e9crivant des sympt\u00f4mes psychologiques ind\u00e9sirables et en embrassant ceux qui d\u00e9crivent un fonctionnement adaptatif.<\/p>\n Les applications de l’\u00e9chelle SD se d\u00e9clinent sur plusieurs plans :<\/p>\n Le construit mesur\u00e9 par l’\u00e9chelle SD d’Edwards a fait l’objet d’une intense \u00e9volution th\u00e9orique au cours des six derni\u00e8res d\u00e9cennies. \u00c0 l’origine, Edwards envisageait la d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale comme un param\u00e8tre de r\u00e9ponse stylistique : la probabilit\u00e9 qu’un item soit approuv\u00e9 par un r\u00e9pondant est une fonction lin\u00e9aire presque parfaite de la valeur d’\u00e9valuation attribu\u00e9e \u00e0 cet item par un groupe de pairs. Lorsque les \u00e9nonc\u00e9s portent sur des th\u00e9matiques \u00e0 forte charge \u00e9valuative (sant\u00e9 mentale, calme, contr\u00f4le de soi, honn\u00eatet\u00e9), la r\u00e9ponse de l’individu renseignerait moins sur son comportement objectif que sur son degr\u00e9 de sensibilit\u00e9 aux normes sociales partag\u00e9es.<\/p>\n N\u00e9anmoins, l’analyse approfondie du contenu des 39 items r\u00e9v\u00e8le une forte impr\u00e9gnation de th\u00e9matiques relatives \u00e0 la d\u00e9tresse psychologique<\/strong>, \u00e0 l’anxi\u00e9t\u00e9 somatique<\/strong>, \u00e0 la vuln\u00e9rabilit\u00e9 \u00e9motionnelle<\/strong> et au sentiment d’incomp\u00e9tence<\/strong>. Sur les 39 items, 30 d\u00e9crivent des \u00e9tats d’inadaptation \u00e9motionnelle ou de labilit\u00e9 affective et sont cot\u00e9s \u00ab Faux \u00bb pour obtenir un point de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale (ex. se sentir inutile, pleurer facilement, avoir des cauchemars r\u00e9p\u00e9t\u00e9s, redouter les crises). Les 9 items cot\u00e9s \u00ab Vrai \u00bb refl\u00e8tent des affirmations d’optimisme, d’absence de plaintes physiques et de r\u00e9silience g\u00e9n\u00e9rale (ex. \u00eatre heureux la plupart du temps, avoir rarement des maux de t\u00eate).<\/p>\n Cette composition a g\u00e9n\u00e9r\u00e9 deux interpr\u00e9tations divergentes du construit :<\/p>\n Plus tard, les travaux de Delroy L. Paulhus (1984, 1986) ont permis de r\u00e9concilier ces approches en identifiant deux dimensions au sein de la d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale : l’auto-illusion positive<\/em> (ou auto-tromperie, self-deception<\/em>), qui est une tendance sinc\u00e8re et inconsciente \u00e0 se percevoir sous un angle psychologiquement ajust\u00e9 et invincible, et la gestion des impressions<\/em> (impression management<\/em>), qui renvoie \u00e0 une manipulation consciente et intentionnelle du discours pour plaire \u00e0 autrui. L’\u00e9chelle SD d’Edwards se situe de mani\u00e8re pr\u00e9pond\u00e9rante du c\u00f4t\u00e9 de l’auto-illusion positive et de l’adaptation psychique substantielle, se d\u00e9marquant ainsi nettement des \u00e9chelles de mensonge d\u00e9lib\u00e9r\u00e9 comme l’\u00e9chelle Lie (L) du MMPI ou l’\u00e9chelle de Marlowe-Crowne.<\/p>\n Le cadre th\u00e9orique au sein duquel s’inscrit l’\u00c9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale d’Edwards est intimement li\u00e9 aux d\u00e9bats psychom\u00e9triques des ann\u00e9es 1950 et 1960 sur les styles de r\u00e9ponse<\/em> (response styles<\/em>) versus le contenu substantiel<\/em> (content<\/em>) dans l’\u00e9valuation de la personnalit\u00e9 par questionnaire. Ce mouvement a \u00e9t\u00e9 impuls\u00e9 par les observations selon lesquelles les inventaires objectifs \u00e9taient vuln\u00e9rables \u00e0 des biais syst\u00e9matiques tels que l’acquiescement (la propension \u00e0 r\u00e9pondre \u00ab Vrai \u00bb ind\u00e9pendamment du contenu) et la d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale (la propension \u00e0 choisir l’alternative socialement la plus pris\u00e9e).<\/p>\n Edwards a propos\u00e9 un mod\u00e8le psychophysique appliqu\u00e9 \u00e0 la personnalit\u00e9. En appliquant la m\u00e9thode des jugements par intervalles apparemment \u00e9gaux de L. L. Thurstone<\/a>, Edwards a d\u00e9montr\u00e9 que la probabilit\u00e9 d’approbation d’un item de personnalit\u00e9 pr\u00e9sente une corr\u00e9lation extr\u00eamement \u00e9lev\u00e9e (souvent sup\u00e9rieure \u00e0 r = 0,85<\/strong>) avec la moyenne des jugements de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale de cet item. Selon Edwards, le processus de r\u00e9ponse d’un participant ne consiste pas en une introspection factuelle neutre, mais en un filtre \u00e9valuatif o\u00f9 l’attrait social de l’\u00e9nonc\u00e9 d\u00e9termine en grande partie la s\u00e9lection de la r\u00e9ponse dichotomique.<\/p>\n Ce cadre th\u00e9orique a cependant \u00e9t\u00e9 vigoureusement contest\u00e9 par le courant substantiel men\u00e9 par Jack Block (1965) dans sa monographie classique The Challenge of Response Sets<\/em>. Block a avanc\u00e9 que la corr\u00e9lation \u00e9troite entre d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale et approbation des items d\u00e9coule du fait que les crit\u00e8res de sant\u00e9 mentale et les normes sociales convergent naturellement : il est \u00e0 la fois socialement d\u00e9sirable et psychologiquement sain d’\u00eatre calme, heureux et fonctionnel. Par cons\u00e9quent, d\u00e9pouiller un inventaire de personnalit\u00e9 de sa variance de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale reviendrait, selon Block, \u00e0 \u00e9liminer la variance valide associ\u00e9e \u00e0 l’ajustement psychologique et au bien-\u00eatre \u00e9motionnel.<\/p>\n Le mod\u00e8le bifactoriel de Jackson et Messick (1962), ainsi que les conceptualisations ult\u00e9rieures de Wiggins (1964) et Paulhus (1984), ont permis de positionner l’\u00e9chelle d’Edwards sur le Premier Facteur du MMPI<\/em>. Ce premier facteur (souvent baptis\u00e9 facteur Alpha par Wiggins ou Anxi\u00e9t\u00e9\/D\u00e9tresse par Welsh) s’oppose directement au second facteur (facteur Gamma ou R\u00e9pression\/Contr\u00f4le). Alors que l’\u00e9chelle de Crowne-Marlowe (1960)<\/a> a \u00e9t\u00e9 construite sp\u00e9cifiquement pour mesurer l’approbation de comportements socialement louables mais rares en \u00e9vitant le contenu psychopathologique (capturant ainsi le besoin d’approbation sociale et la gestion des impressions), l’\u00e9chelle d’Edwards demeure indissociable de l’absence de n\u00e9vrosisme et de la pr\u00e9servation de l’estime de soi.<\/p>\n La validit\u00e9 psychom\u00e9trique de l’\u00e9chelle SD d’Edwards a \u00e9t\u00e9 document\u00e9e \u00e0 travers plusieurs d\u00e9cennies de recherches empiriques rigoureuses, confirmant \u00e0 la fois sa robustesse statistique et la complexit\u00e9 de son interpr\u00e9tation.<\/p>\n L’\u00e9chelle SD montre des corr\u00e9lations tr\u00e8s fortes avec d’autres \u00e9chelles construites \u00e0 partir de crit\u00e8res de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale extr\u00eame. Holden et Fekken (1989) ont rapport\u00e9 une corr\u00e9lation de r = 0,71<\/strong> entre l’\u00e9chelle SD d’Edwards et l’\u00e9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 du Personality Research Form<\/em> (PRF) de Jackson (1967), un inventaire con\u00e7u pour \u00e9chantillonner des domaines de personnalit\u00e9 vari\u00e9s en dehors de la psychopathologie clinique. De m\u00eame, l’\u00e9chelle SD corr\u00e8le massivement (souvent entre r = 0,80 et r = 0,90<\/strong>) avec le premier facteur non tourn\u00e9 du MMPI, d\u00e9montrant qu’elle s’aligne directement sur le principal vecteur d’\u00e9valuation de soi du r\u00e9pertoire d’items du MMPI.<\/p>\n La validit\u00e9 discriminante de l’\u00e9chelle d’Edwards a suscit\u00e9 d’importantes controverses m\u00e9thodologiques :<\/p>\n La validit\u00e9 de construit est \u00e9galement appuy\u00e9e par des \u00e9tudes comparatives entre populations saines et cliniques. Tanaka-Matsumi et Kameoka (1986) ont examin\u00e9 les scores \u00e0 l’\u00e9chelle SD chez 503 participants et ont mis en \u00e9vidence une diff\u00e9rence significative majeure : les sujets t\u00e9moins non d\u00e9prim\u00e9s pr\u00e9sentaient une moyenne de 26,7 (\u00c9.-T. = 6,3)<\/strong>, tandis que les individus pr\u00e9sentant un diagnostic de d\u00e9pression obtenaient une moyenne significativement plus basse de 20,9 (\u00c9.-T. = 5,3)<\/strong>. Cette baisse drastique chez les patients d\u00e9prim\u00e9s corrobore le fait que le construit est sensible \u00e0 l’effondrement de l’estime de soi et \u00e0 la pr\u00e9sence aigu\u00eb d’affects n\u00e9gatifs.<\/p>\n Sur le plan exp\u00e9rimental, Paulhus (1984) a compar\u00e9 les scores obtenus sous condition d’anonymat strict (moyenne = 28,4 ; \u00c9.-T. = 5,5<\/strong> ; n = 60) et sous condition de divulgation publique avec identification des r\u00e9pondants (moyenne = 30,3 ; \u00c9.-T. = 4,9<\/strong> ; n = 40). Bien que la condition publique induise une l\u00e9g\u00e8re \u00e9l\u00e9vation du score, cette hausse reste mod\u00e9r\u00e9e en comparaison des variations observ\u00e9es sur les \u00e9chelles d\u00e9di\u00e9es \u00e0 la gestion d\u00e9lib\u00e9r\u00e9e des impressions, confirmant le caract\u00e8re essentiellement dispositionnel et int\u00e9rioris\u00e9 de l’\u00e9chelle SD.<\/p>\n L’\u00e9chelle SD d’Edwards poss\u00e8de d’excellentes qualit\u00e9s de fid\u00e9lit\u00e9 m\u00e9trologique, largement document\u00e9es au sein d’\u00e9chantillons universitaires, professionnels et cliniques.<\/p>\n La consistance interne des 39 items est particuli\u00e8rement robuste compte tenu de la nature dichotomique des r\u00e9ponses (Vrai \/ Faux) :<\/p>\n La fid\u00e9lit\u00e9 test-retest a \u00e9t\u00e9 investigu\u00e9e sur divers intervalles temporels :<\/p>\n L’erreur standard de mesure associ\u00e9e \u00e0 l’\u00e9chelle se situe approximativement entre 2,2 et 2,6 points<\/strong> sur l’\u00e9chelle de 0 \u00e0 39, permettant d’\u00e9tablir des intervalles de confiance fiables lors de l’interpr\u00e9tation individuelle des profils dans un cadre diagnostique ou de s\u00e9lection.<\/p>\n Les analyses factorielles exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC) men\u00e9es sur l’\u00e9chelle SD d’Edwards ont jou\u00e9 un r\u00f4le d\u00e9terminant dans l’histoire de la psychom\u00e9trie contemporaine.<\/p>\n L’analyse factorielle des 39 items de l’\u00e9chelle d’Edwards isole invariablement un facteur g\u00e9n\u00e9ral pr\u00e9dominant<\/strong> qui explique une part substantielle de la variance totale (g\u00e9n\u00e9ralement entre 30 % et 45 % selon les matrices de corr\u00e9lation t\u00e9trachoriques utilis\u00e9es). Ce facteur unitaire correspond point par point au mythique Premier Facteur non tourn\u00e9<\/em> identifi\u00e9 lors des factorisations globales des 566 items du MMPI original (Jackson & Messick, 1962 ; Block, 1965) :<\/p>\n Lorsque l’\u00e9chelle SD est factoris\u00e9e aux c\u00f4t\u00e9s d’autres instruments de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale (tels que le BIDR de Paulhus, l’\u00e9chelle de Marlowe-Crowne ou l’\u00e9chelle L du MMPI), les analyses factorielles en rotation oblique (Promax ou Oblimin) ou orthogonale (Varimax) mettent en \u00e9vidence deux facteurs d’ordre sup\u00e9rieur :<\/p>\n Ces donn\u00e9es factorielles d\u00e9montrent sans ambigu\u00eft\u00e9 que l’instrument d’Edwards n’\u00e9value pas la fausset\u00e9 opportuniste ou le mensonge conventionnel, mais constitue un indice factoriel pur de l’absence de d\u00e9tresse psychique auto-d\u00e9clar\u00e9e.<\/p>\n L’\u00c9chelle de d\u00e9sirabilit\u00e9 sociale d’Edwards a \u00e9t\u00e9 initialement publi\u00e9e en 1957<\/strong> dans l’ouvrage fondateur du Pr. Allen L. Edwards, The Social Desirability Variable in Personality Assessment and Research<\/em>. Les 39 items qui la constituent ont \u00e9t\u00e9 pr\u00e9lev\u00e9s directement dans le r\u00e9servoir d’items du MMPI original (d\u00e9velopp\u00e9 par Starke R. Hathaway et J. Charnley McKinley), instrument prot\u00e9g\u00e9 par le droit d’auteur sous l’\u00e9gide des Presses de l’Universit\u00e9 du Minnesota (University of Minnesota Press)<\/a>.<\/p>\n En mati\u00e8re d’utilisation et de droits :<\/p>\n2. Mots-cl\u00e9s \/ Keywords<\/h2>\n
3. Auteurs \/ Authors<\/h2>\n
\n
4. Objectif \/ Purpose<\/h2>\n
\n
5. Construit psychologique \/ Construct<\/h2>\n
\n
6. Cadre th\u00e9orique \/ Theoretical Framework<\/h2>\n
7. Validit\u00e9 \/ Validity<\/h2>\n
Validit\u00e9 convergente<\/h3>\n
Validit\u00e9 discriminante<\/h3>\n
\n
Validit\u00e9 de construit en contexte clinique et exp\u00e9rimental<\/h3>\n
8. Fid\u00e9lit\u00e9 \/ Reliability<\/h2>\n
Coh\u00e9rence interne<\/h3>\n
\n
Stabilit\u00e9 temporelle (Test-Retest)<\/h3>\n
\n
Erreur standard de mesure (SEM)<\/h3>\n
9. Analyse factorielle \/ Factor Analysis<\/h2>\n
Unifactorialit\u00e9 et saturation sur le Premier Facteur du MMPI<\/h3>\n
\n
Mod\u00e8les factoriels d’ordre sup\u00e9rieur<\/h3>\n
\n
10. Instrument de mesure \/ Instrument<\/h2>\n
\n
\n
\n
11. Permissions, Tarifs et Ann\u00e9e du test \/ Permissions & Fee and Test Year<\/h2>\n
\n
12. R\u00e9f\u00e9rences \/ References<\/h2>\n
\n
13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)<\/h2>\n