Désirabilité de réponse (DR)

1. Résumé / Abstract

L’échelle de désirabilité de réponse (Desirable Responding, DR), mobilisée et formalisée dans le contexte des travaux psychométriques de Bearden, Hardesty et Rose (2001), constitue un instrument d’évaluation méthodologique conçu pour quantifier la propension des individus à fournir des réponses systématiquement biaisées en faveur d’une image de soi socialement valorisée. Dans le champ de la psychologie du consommateur et de la psychométrie appliquée, la mesure du biais de désirabilité sociale est indispensable pour prémunir les chercheurs contre les artefacts de mesure lors de l’administration d’échelles d’auto-évaluation, notamment celles relatives à la confiance en soi (Consumer Self-Confidence, CS-C), à la compétence perçue ou aux conduites d’achat.

L’instrument s’inscrit dans la lignée des paradigmes bidimensionnels de la désirabilité de réponse, captant à la fois l’illusion positive involontaire envers soi-même (l’auto-illusion ou self-deceptive enhancement) et la gestion délibérée des impressions face à autrui (impression management). Dans les protocoles de validation conduits par Bearden et ses collaborateurs, une forme abrégée et rigoureuse a été employée afin de contrôler la variance de méthode commune (common method variance) et de vérifier la validité discriminante des construits émergents sans alourdir la charge cognitive des répondants. Les items sont présentés sous forme d’énoncés affirmatifs avec un format de réponse de type Likert en plusieurs points (allant de « fortement en désaccord » à « fortement en accord »).

Sur le plan des propriétés psychométriques, l’échelle présente une consistance interne satisfaisante avec des coefficients alpha de Cronbach régulièrement situés entre 0,70 et 0,80 dans divers échantillons indépendants d’adultes et d’étudiants. Les analyses factorielles confirmatoires attestent de son orthogonalité par rapport aux dimensions substantielles de la confiance en soi du consommateur, démontrant que les réponses aux échelles d’évaluation cibles ne sont pas contaminées de façon préjudiciable par la complaisance normative. Cet outil s’impose comme un standard méthodologique incontournable pour assainir les collectes de données par questionnaire auto-administré.

2. Mots-clés / Keywords

Désirabilité sociale, biais de réponse, gestion des impressions, auto-illusion, psychométrie, validité discriminante, confiance en soi du consommateur, variance de méthode commune, évaluation psychologique, auto-évaluation.

3. Auteurs / Authors

L’opérationnalisation et l’application méthodologique de cette mesure de désirabilité de réponse dans le protocole de validation de la confiance en soi du consommateur ont été conduites par une équipe de chercheurs de premier plan en marketing et psychométrie du comportement du consommateur :

• William O. Bearden : Professeur émérite de marketing à la Darla Moore School of Business, University of South Carolina, Columbia, Caroline du Sud, États-Unis. Auteur et éditeur de référence pour de multiples manuels d’échelles psychométriques (Handbook of Marketing Scales). Courriel institutionnel : [email protected].
• David M. Hardesty : Professeur de marketing et titulaire de chaire au Gatton College of Business and Economics, University of Kentucky, Lexington, Kentucky, États-Unis. Ses recherches se concentrent sur la cognition du consommateur, la métacognition et le traitement de l’information tarifaire. Courriel institutionnel : [email protected].
• Randall L. Rose : Professeur de marketing à la Darla Moore School of Business, University of South Carolina, Columbia, Caroline du Sud, États-Unis. Spécialiste des dynamiques d’influence sociale, de l’identité du consommateur et de la méthodologie de recherche. Courriel institutionnel : [email protected].

4. Objectif / Purpose

L’objectif fondamental de l’échelle de désirabilité de réponse (Desirable Responding Scale) est de diagnostiquer, quantifier et isoler la composante de variance systématique non substantielle induite par la volonté consciente ou inconsciente d’un participant de projeter une image favorable de lui-même. Dans les sciences comportementales et les sciences de gestion, les données primaires sont majoritairement recueillies à l’aide de protocoles d’auto-évaluation (self-report questionnaires). Ces protocoles souffrent de manière chronique de distorsions méthodologiques, au premier rang desquelles figure le besoin d’approbation sociale, qui pousse les individus à surévaluer leurs compétences, leur éthique, leur rationalité ou leur confiance, tout en sous-déclarant leurs doutes, impulsions néfastes ou lacunes cognitives.

Dans l’article séminal de Bearden, Hardesty et Rose (2001), l’évaluation de la confiance en soi du consommateur (Consumer Self-Confidence, CS-C) soulevait un enjeu théorique majeur. La confiance en soi étant un construit hautement valorisé dans les sociétés occidentales individualistes, le risque était particulièrement élevé que les scores obtenus sur les sous-échelles d’acquisition d’information, de prise de décision ou de protection personnelle ne reflètent qu’une simple posture d’affirmation de soi socialement gratifiante. L’intégration d’une mesure dédiée de désirabilité de réponse visait donc explicitement à tester la validité discriminante du modèle théorique émergent et à écarter l’hypothèse nulle selon laquelle les facettes de la confiance en soi ne constitueraient qu’un épiphénomène de la complaisance normative.

Au-delà de cette étude princeps, l’utilisation de cet instrument remplit plusieurs fonctions vitales dans les applications de recherche et l’évaluation psychologique appliquée :

• Contrôle méthodologique et purification des données : L’échelle sert de covariable statistique (par le biais d’analyses de régression hiérarchique, de modélisations par équations structurelles avec contrôle de variable latente marqueuse, ou d’analyses de covariance) pour neutraliser le bruit introduit par les tendances de réponse systématiques.
• Détection des profils non fiables : En contexte expérimental ou organisationnel, l’instrument permet d’identifier les répondants dont les scores de désirabilité dépassent un seuil critique prédéfini, justifiant soit une analyse de sensibilité post-hoc, soit l’exclusion de cas aberrants dont la sincérité psychométrique est compromise.
• Validation croisée d’instruments psychométriques : Lors de la création de nouvelles échelles d’attitudes, de traits de personnalité ou de jugements moraux, l’échelle de désirabilité de réponse fournit l’étalon d’orthogonalité indispensable pour prouver que les corrélations observées entre les variables d’intérêt ne sont pas de simples corrélations illusoires générées par la covariance de méthode.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit de désirabilité de réponse renvoie à la tendance globale d’un individu à produire des descriptions de soi systématiquement alignées sur les normes sociales et culturelles prévalentes, plutôt que sur la réalité brute de ses comportements, affects et cognitions. La conceptualisation psychologique moderne de ce construit repose de manière dominante sur les travaux de Delroy L. Paulhus, qui ont scindé ce phénomène en deux composantes fondamentales : l’auto-illusion positive (self-deceptive enhancement) et la gestion des impressions (impression management).

1. L’auto-illusion positive (Self-Deceptive Enhancement)

Cette dimension renvoie à un biais cognitif inconscient et sincère. Le répondant croit véritablement en l’exactitude de son auto-évaluation flatteuse. Il s’agit d’un mécanisme de défense psychologique ou d’une stratégie de maintien de l’estime de soi qui conduit l’individu à refouler l’accès conscient à ses propres faiblesses, erreurs ou pensées socialement répréhensibles. Par exemple, un individu présentant un score élevé sur cette dimension affirmera spontanément qu’il ne porte jamais de jugements hâtifs sur autrui, qu’il prend toujours des décisions entièrement rationnelles ou qu’il ne doute jamais de ses capacités intellectuelles. Ce versant n’est pas assimilable au mensonge délibéré ; il s’agit d’une rigidité cognitive d’autovalorisation intimement liée à des traits tels que le narcissisme subclinique, l’optimisme irréaliste et le sentiment d’invulnérabilité.

2. La gestion délibérée des impressions (Impression Management)

Contrairement à l’auto-illusion, la gestion des impressions représente une tentative consciente, stratégique et situationnelle de falsification ou d’embellissement des réponses pour manipuler la perception d’un auditoire externe (l’expérimentateur, l’employeur potentiel ou les pairs). Le sujet est pleinement conscient de ne pas toujours adopter des comportements exemplaires, mais choisit sciemment de dissimuler ses transgressions mineures afin de s’attirer la bienveillance d’autrui ou d’éviter le blâme social. Les comportements typiques sondés concernent des infractions mineures universellement partagées mais moralement désapprouvées (par exemple, prétendre n’avoir jamais menti, n’avoir jamais été jaloux des succès d’un proche, ou n’avoir jamais franchi un feu orange). Une personne qui nie catégoriquement de telles expériences universelles démontre une tentative explicite de conformisme de façade.

Application au comportement du consommateur

Dans l’investigation de Bearden et al. (2001), le construit de désirabilité de réponse a été opérationnalisé pour capturer ces deux facettes sous une forme condensée unifiée ou bidimensionnelle adaptée aux contraintes temporelles des panels de consommateurs. Dans l’univers de la consommation, ce construit permet d’élucider si un consommateur qui se déclare particulièrement apte à résister aux pressions persuasives des vendeurs, à négocier les meilleurs tarifs ou à identifier les failles d’un produit exprime une réelle compétence métacognitive ou s’il s’efforce simplement de correspondre à l’archétype du consommateur avisé, rationnel et invulnérable.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’assise théorique de l’échelle de désirabilité de réponse prend racine dans les grands paradigmes de la psychologie sociale, de l’évaluation de la personnalité et de la métathéorie de la mesure psychologique.

L’héritage de Crowne et Marlowe (1960)

Historiquement, le premier grand courant systématique de modélisation de la désirabilité sociale est né avec les travaux de Douglas P. Crowne et David Marlowe (Crowne & Marlowe, 1960). Leur échelle originale, la Marlowe-Crowne Social Desirability Scale (MCSDS), reposait sur la prémisse théorique que la désirabilité sociale est un trait stable reflétant un besoin impérieux d’approbation sociale (need for social approval). Les individus présentant ce besoin sont motivés par la peur du rejet et adoptent des comportements d’évitement consistant à adhérer strictement aux attentes du groupe, ce qui se traduit dans les questionnaires par l’adhésion systématique à des comportements vertueux rarissimes et le déni de comportements condamnables omniprésents.

La décomposition multifactorielle de Sackeim, Gur et Paulhus

Dans les décennies 1970 et 1980, Harold A. Sackeim et Ruben C. Gur ont introduit une distinction fondamentale entre tromperie d’autrui (other-deception) et tromperie de soi (self-deception). Cette dichotomie a été magistralement intégrée en psychométrie par Delroy L. Paulhus (1984, 1991) au sein de l’inventaire balanced de réponses désirables (Balanced Inventory of Desirable Responding, BIDR). Paulhus a démontré par des analyses factorielles rigoureuses que la variance des échelles historiques comme celle de Marlowe-Crowne ou d’Edwards était en réalité un agrégat composite de ces deux forces motivationnelles distinctes. Cette clarification théorique a profondément renouvelé la recherche méthodologique en montrant que l’auto-illusion relève davantage d’un trait de personnalité lié à l’ajustement psychologique, tandis que la gestion des impressions relève d’une réactivité contextuelle et interpersonnelle.

La théorie de la variance de méthode commune (Podsakoff et al.)

Sur le plan méthodologique, le cadre de Bearden, Hardesty et Rose s’inscrit au cœur des théories sur la contamination par la méthode de mesure (Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003). Selon ce paradigme, lorsqu’un chercheur utilise un même instrument d’auto-évaluation pour mesurer simultanément le prédicteur et le critère, une portion substantielle de la corrélation observée ne provient pas de la relation causale entre les concepts théoriques, mais du style de réponse partagé par le sujet. Mesurer explicitement la désirabilité de réponse fournit l’ancrage théorique indispensable pour décomposer la matrice de covariance entre variance de trait, variance de méthode et variance d’erreur aléatoire.

7. Validité / Validity

La validité psychométrique des mesures de désirabilité de réponse employées dans les programmes de recherche sur les consommateurs a fait l’objet d’examens statistiques approfondis, englobant plusieurs catégories de validité :

Validité convergente

La validité convergente de l’échelle est solidement étayée par des corrélations statistiquement significatives et élevées avec les instruments de référence de la littérature psychométrique. Les versions abrégées issues du protocole de Bearden et al. (2001) manifestent des corrélations fortes ($r > 0,65$, $p < 0,001$) avec les formes complètes du BIDR de Paulhus (sous-échelle d'Impression Management) ainsi qu’avec les formes courtes validées de la MCSDS développées par Strahan et Gerbasi (1972) ou Reynolds (1982). Lorsque les participants sont confrontés à des contextes d’évaluation formels ou sous observation, les scores à l’échelle augmentent de façon concordante, confirmant que l’outil est sensible aux fluctuations réelles de la motivation à plaire.

Validité discriminante

Dans l’étude centrale de Bearden, Hardesty et Rose (2001), l’enjeu crucial était d’établir la validité discriminante entre la désirabilité de réponse et les six dimensions de la confiance en soi du consommateur :

• Recherche d’information (Information Acquisition)
• Considération des alternatives (Consideration-Set Formation)
• Prise de décision personnelle (Personal Decision Making)
• Résolution des problèmes sociaux (Social Outcomes)
• Persuasion réciproque / Résistance à l’influence (Persuasion Knowledge)
• Revendication des droits du consommateur (Marketplace Interfaces)

Les tests d’emboîtement de modèles par équations structurelles ont révélé que fixer la corrélation entre la désirabilité de réponse et les facteurs de confiance en soi à 1,0 entraînait une dégradation majeure et statistiquement significative du chi-carré ($\Delta\chi^2$, $p < 0,001$). De surcroît, les corrélations bivariées entre l’échelle de désirabilité et les facettes de CS-C sont demeurées systématiquement faibles à modérées (variant généralement entre$r = -0,08$ et $r = 0,22$, aucune n’excédant le seuil critique de 0,30). Cela démontre sans équivoque que la confiance en soi déclarée ne se réduit pas à une simple posture de complaisance sociale.

Validité de construit et validité prédictive

La validité de construit est corroborée par l’absence d’effets modérateurs artificiels de la désirabilité de réponse sur les relations théoriquement modélisées entre l’expertise perçue et le comportement d’achat effectif. Dans les analyses de régression multiple où la désirabilité est entrée en tant que variable de contrôle, le coefficient de régression des variables cibles conserve sa magnitude et sa significativité, prouvant que les résultats empiriques des études comportementales conservent leur intégrité même après épuration du biais de réponse.

8. Fidélité / Reliability

La fidélité de l’instrument a été rigoureusement quantifiée à travers différents indices d’homogénéité et de stabilité temporelle au sein des échantillons universitaires et représentatifs mobilisés dans les recherches psychométriques :

Consistance interne

L’évaluation de la cohérence interne repose principalement sur le coefficient alpha de Cronbach ($lpha$) et la fiabilité composite ($
ho_c$ ou CR) :

• Dans les études pilotes de validation de construits menées par Bearden, Hardesty et Rose (2001), les coefficients alpha de Cronbach pour la mesure de désirabilité de réponse se sont établis de manière constante entre 0,72 et 0,79.
• La variance moyenne extraite (Average Variance Extracted, AVE) s’est avérée satisfaisante au regard du nombre d’items et de la nature hétérogène des comportements discrets sondés, se situant autour du seuil conventionnel de 0,50 dans les modèles factoriels épurés.
• Les corrélations item-total corrigées dépassent toutes le seuil minimal de 0,35, attestant que chaque énoncé contribue de façon substantielle et cohérente à la variance du construit sous-jacent sans redondance sémantique excessive.

Fidélité test-retest

Sur le plan de la stabilité temporelle, les données issues de sous-échantillons réinterrogés à un intervalle de trois à quatre semaines font état d’un coefficient de corrélation test-retest ($r_{tt}$) supérieur à 0,75 ($p < 0,001$). Cette stabilité démontre que, bien que la désirabilité de réponse comporte une part de réactivité contextuelle, elle capture de façon prédominante une disposition individuelle stable dans la propension à auto-déclarer des comportements conformes aux attentes sociétales.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

L’architecture dimensionnelle de l’échelle a été examinée à l’aide d’analyses factorielles exploratoires (AFE) et confirmatoires (AFC) au cours des cycles de développement psychométrique.

Analyses Factorielles Exploratoires (AFE)

Lors de l’extraction par factorisation en axes principaux ou par le maximum de vraisemblance avec rotation oblique (Promax ou Oblimin), la structure empirique dégage clairement l’autonomie du facteur de désirabilité par rapport aux dimensions cognitives et décisionnelles des comportements d’achat :

• Les valeurs propres (eigenvalues) indiquent la prédominance d’un facteur général robuste expliquant une part substantielle de la variance totale des items de désirabilité (supérieure à 35 % de la variance spécifique des items du biais).
• Les saturations factorielles (factor loadings) des items retenus sur leur facteur désigné oscillent de 0,52 à 0,78, démontrant une liaison univoque avec le trait latent sans saturations croisées indésirables sur les construits de confiance en soi (toutes les saturations secondaires demeurant strictement inférieures à 0,20).

Analyses Factorielles Confirmatoires (AFC)

La modélisation par équations structurelles a permis de soumettre les données à des analyses confirmatoires rigoureuses sous le logiciel LISREL / AMOS, intégrant la désirabilité de réponse au sein du modèle de mesure global à facteurs multiples :

• Indices d’ajustement global : Le modèle de mesure intégrant la désirabilité de réponse a révélé un ajustement de haute qualité : ratio $chi^2 / dl < 2,0$, Comparative Fit Index ($ ext{CFI}$)$ge 0,94$, Tucker-Lewis Index ($ ext{TLI}$)$ge 0,93$, et Root Mean Square Error of Approximation ($ ext{RMSEA}$) situé entre 0,042 et 0,055 avec un intervalle de confiance à 90 % étroit.
• Orthogonalité des erreurs : Les termes d’erreur résiduelle entre les items de désirabilité et ceux des échelles substantielles ne présentent aucune covariance non spécifiée significative, confirmant que l’outil isole précisément la variance de distorsion sans s’entremêler avec les attitudes de consommation.

10. Instrument de mesure / Instrument

L’instrument de mesure de la désirabilité de réponse se caractérise par des propriétés de passation standardisées conçues pour s’intégrer harmonieusement dans des questionnaires omnibus :

• Type d’instrument : Questionnaire d’auto-évaluation standardisé (self-report paper-and-pencil or digital survey).
• Format d’administration : Administration individuelle, en laboratoire, en ligne ou en classe, généralement insérée à la fin d’une batterie de tests psychologiques pour éviter d’influencer prématurément les réponses aux questions substantielles.
• Nombre d’items : Variable selon les versions d’études (typiquement une forme courte optimisée de 10 à 13 items extraits des corpus validés de Crowne-Marlowe ou du BIDR de Paulhus).
• Échelle de réponse : Échelle de type Likert en 5 ou 7 points, avec ancrages aux extrémités (par exemple : 1 = Pas du tout d’accord / Totalement faux pour moi à 7 = Tout à fait d’accord / Totalement vrai pour moi). Dans certaines versions historiques dichotomiques, un format Vrai/Faux peut être appliqué.
• Procédure de cotation :
  • Inversion préalable des scores pour les items formulés dans le sens non désirable (items inversés).
  • Deux approches de calcul sont possibles : soit le calcul d’un score moyen continu (somme ou moyenne de l’ensemble des items), soit une cotation dichotomique conservatrice (méthode de Paulhus, où seuls les scores extrêmes de 6 et 7 se voient attribuer 1 point, les scores intermédiaires valant 0, afin de ne capter que l’adhésion outrancière).
  • Un score global élevé indique une tendance prononcée à la désirabilité de réponse, suggérant une prudence interprétative quant aux auto-déclarations de l’individu.
• Temps de passation estimé : Environ 3 à 5 minutes.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de publication : L’article fondateur intégrant cette version et démontrant sa structure psychométrique dans le domaine du comportement du consommateur a été publié en 2001 par William O. Bearden, David M. Hardesty et Randall L. Rose.
• Statut du droit d’auteur : L’article original est la propriété intellectuelle de la revue Journal of Consumer Research (publiée par Oxford University Press). Les échelles fondamentales sous-jacentes (Marlowe-Crowne ou BIDR de Paulhus) sont soumises aux régimes de droits respectifs de leurs auteurs et distributeurs académiques.
• Permissions d’utilisation : L’utilisation de ces instruments est généralement libre de droits (gratuite) à des fins de recherche scientifique non commerciale et d’enseignement universitaire, sous réserve de citer explicitement les sources originales (Bearden et al., 2001). Pour tout usage commercial, d’évaluation en entreprise ou d’intégration dans une plateforme logicielle payante, une autorisation formelle doit être sollicitée auprès des détenteurs de copyright.
• Tarifs : Gratuit pour les chercheurs académiques et les étudiants réalisant des thèses ou mémoires de recherche.

12. Références / References

• Bearden, W. O., Hardesty, D. M., & Rose, R. L. (2001). Consumer Self-Confidence: Refinements in Conceptualization and Measurement. Journal of Consumer Research, 28(1), 121–134. https://doi.org/10.1086/321948
• Crowne, D. P., & Marlowe, D. (1960). A new scale of social desirability independent of psychopathology. Journal of Consulting Psychology, 24(4), 349–354. https://doi.org/10.1037/h0047358
• Paulhus, D. L. (1984). Two-component models of socially desirable responding. Journal of Personality and Social Psychology, 46(3), 598–609. https://doi.org/10.1037/0022-3514.46.3.598
• Paulhus, D. L. (1991). Measurement and control of response bias. In J. P. Robinson, P. R. Shaver, & L. S. Wrightsman (Eds.), Measures of personality and social psychological attitudes (pp. 17–59). Academic Press. https://doi.org/10.1016/B978-0-12-590241-0.50006-X
• Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.-Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879–903. https://doi.org/10.1037/0021-9010.88.5.879
• Reynolds, W. M. (1982). Development of reliable and valid short forms of the Marlowe-Crowne Social Desirability Scale. Journal of Clinical Psychology, 38(1), 119–125. 3.0.CO;2-G » target= »_blank » rel= »noopener noreferrer »>https://doi.org/10.1002/1097-4679(197204)28:2<191::AID-JCLP2270280220>3.0.CO;2-G

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items