Préoccupation pour sa propre réputation

1. Résumé / Abstract

L’échelle de préoccupation pour sa propre réputation (en anglais, Self-reputation Concern Scale) est un instrument psychométrique concis développé pour quantifier le degré d’attention, de sensibilité et de valeur qu’un individu accorde à la perception et à l’évaluation que les tiers portent sur lui. Adaptée et validée dans le champ des sciences comportementales par Gershon, Cryder et John (2020) dans le cadre de leurs travaux fondateurs sur les incitations prosociales publiés au sein du Journal of Marketing Research, cette mesure isole la dimension autoréférentielle de l’image publique. Contrairement aux échelles mesurant la réputation perçue d’autrui ou l’identité sociale collective, cet outil cible spécifiquement la vigilance qu’accorde une personne au jugement social positif et à l’impression qu’elle produit sur son entourage.

Sur le plan structurel, l’instrument est composé de trois items unidimensionnels formulés de manière directe. Les répondants expriment leur degré d’accord à travers une échelle de Likert en 7 points s’étendant de 1 (« Fortement en désaccord » / Strongly disagree) à 7 (« Fortement d’accord » / Strongly agree). Le score global est obtenu en calculant la moyenne arithmétique non pondérée des trois énoncés ; un score élevé traduit une préoccupation prononcée quant à la préservation et à l’optimisation de son capital réputationnel.

D’un point de vue psychométrique, l’échelle fait preuve d’une robustesse exceptionnelle malgré sa brièveté. Les études empiriques rapportent une cohérence interne élevée, caractérisée par des coefficients alpha de Cronbach ($lpha$) oscillant de manière constante entre 0,88 et 0,94. Les analyses factorielles confirmatoires corroborent sans équivoque une structure unifactorielle pure, exempte de variance résiduelle substantielle. L’instrument démontre une excellente validité convergente vis-à-vis des construits de gestion des impressions, de sensibilité au regard d’autrui et de monitorage de soi, ainsi qu’une validité discriminante nette par rapport à l’anxiété sociale généralisée et à l’estime de soi globale. Elle constitue aujourd’hui un étalon méthodologique incontournable en psychologie sociale, en économie comportementale et en marketing pour modéliser les arbitrages entre coûts d’action et bénéfices symboliques dans les conduites prosociales.

2. Mots-clés / Keywords

Préoccupation pour la réputation, réputation de soi, gestion des impressions, comportement prosocial, signalement social, psychométrie, théorie du sociomètre, incitations de parrainage, validation d’échelle, prise de décision comportementale.

3. Auteurs / Authors

L’échelle a été formalisée et introduite dans sa structure actuelle par un collectif de chercheurs éminents en sciences du comportement et en marketing décisionnel :

• Rachel Gershon, Ph.D. : Professeure adjointe de marketing à la Rady School of Management de l’Université de Californie à San Diego (UCSD), États-Unis. Ses recherches se concentrent sur la prise de décision du consommateur, la générosité, les comportements pro-sociaux et l’influence des incitations structurelles sur les relations interpersonnelles. (Courriel institutionnel : [email protected]).
• Cynthia Cryder, Ph.D. : Professeure de marketing à l’Olin Business School de l’Université Washington à Saint-Louis (Washington University in St. Louis), États-Unis. Spécialiste mondialement reconnue de l’économie comportementale du don, de la charité publique et des biais cognitifs liés aux transactions monétaires interpersonnelles. (Courriel institutionnel : [email protected]).
• Leslie K. John, Ph.D. : Professeure titulaire en administration des affaires (Marvin Bower Professor) à la Harvard Business School, Boston, Massachusetts, États-Unis. Ses travaux novateurs explorent la psychologie de la divulgation de soi, la vie privée, la tromperie et la manière dont les individus négocient leur réputation dans les interactions professionnelles et privées. (Courriel institutionnel : [email protected]).

4. Objectif / Purpose

Fondements et vocation de l’échelle

L’objectif fondamental de l’échelle de préoccupation pour sa propre réputation est de fournir une mesure psychométrique ultra-courte, fiable et valide de la sensibilité individuelle au jugement social. Dans la vie quotidienne comme au sein des protocoles expérimentaux, les êtres humains opèrent rarement en vase clos cognitif ; ils évaluent continuellement les répercussions de leurs actes sur le regard que la société ou leurs pairs portent sur eux. Alors que la littérature préexistante utilisait souvent des échelles multidimensionnelles lourdes (comme l’échelle de conscience de soi publique de Fenigstein et al., ou l’échelle de peur de l’évaluation négative de Watson et Friend), les chercheurs avaient besoin d’un instrument ciblant précisément la composante motivationnelle du souci de réputation personnelle sans alourdir le fardeau cognitif des répondants.

Dans l’investigation empirique menée par Gershon, Cryder et John (2020), l’objectif premier était de disséquer l’efficacité paradoxale des programmes de parrainage prosociaux (prosocial referral programs). Dans ces dispositifs, une entreprise incite un client à recommander un service à un proche non pas en offrant une récompense financière égoïste au parrain, mais en transférant le bénéfice monétaire au filleul ou à une organisation caritative. Les auteurs devaient déterminer si l’adoption de ce comportement altruiste était alimentée par le désir d’obtenir des bénéfices réputationnels. L’échelle a été conçue pour capturer cette variabilité interindividuelle : les individus qui obtiennent des scores élevés à cette mesure s’engagent significativement plus dans des actions vertueuses lorsque ces dernières sont publiquement observables, car ils anticipent le gain symbolique attaché à l’acte.

Applications en recherche fondamentale et appliquée

Au-delà du cadre d’origine du marketing relationnel, cet instrument remplit plusieurs fonctions critiques dans divers paradigmes de recherche :

• Psychologie sociale et expérimentale : Elle sert de variable modératrice ou médiatrice dans les études portant sur la coopération, les dilemmes sociaux (comme le dilemme du prisonnier ou les jeux de biens publics) et l’altruisme compétitif. Elle permet d’identifier dans quelle mesure les normes sociales influencent le comportement individuel en fonction du niveau d’anxiété réputationnelle du participant.
• Économie comportementale et politiques publiques : Utilisée pour prédire l’adhésion aux comportements pro-environnementaux (ex. recyclage visible, acquisition de biens éco-responsables, sobriété énergétique), le don de sang ou la conformité vaccinale, domaines où le signalement de la vertu constitue un levier puissant d’intervention comportementale (nudge).
• Sciences organisationnelles et gestion : L’échelle permet d’évaluer le leadership éthique, le présentéisme, la dénonciation des abus (whistleblowing) et la dynamique des équipes de travail. Les employés affichant une forte préoccupation réputationnelle sont souvent plus enclins à adopter des comportements de citoyenneté organisationnelle (OCB), bien que leur motivation puisse être instrumentale.
• Pratique clinique et conseil : Bien que conçue initialement comme un outil de recherche non diagnostique, elle fournit aux praticiens une indication rapide sur le degré de dépendance d’un patient à l’approbation externe, éclairant des problématiques telles que le perfectionnisme socialement prescrit ou les traits de personnalité dépendants.

5. Construit psychologique / Construct

Le construit psychologique opérationnalisé par cette échelle est la préoccupation pour sa propre réputation (self-reputation concern). Il désigne un trait ou un état motivationnel caractérisé par l’importance subjective accordée au fait d’être perçu favorablement par les membres de son groupe social, et par la volonté active de cultiver une image sociale positive.

Nature multidimensionnelle de la réputation vs opérationnalisation unifactorielle

Dans la littérature en sciences humaines, la réputation est traditionnellement définie comme une méta-perception collective : ce que la communauté croit être vrai à propos des attributs moraux, intellectuels, sociaux ou professionnels d’un individu. Cependant, le construit ici mesuré ne réside pas dans la réputation objectivement accumulée, mais dans l’orientation cognitive et affective du sujet envers cette réputation. Les auteurs ont isolé un construit parsimonieux et unifactoriel qui regroupe trois facettes interdépendantes :

• La sensibilité au jugement évaluatif d’autrui : La mesure dans laquelle un individu accorde du poids psychologique aux pensées, opinions et délibérations des pairs à son égard. Un individu peu concerné (« unconcerned ») traitera le jugement d’autrui comme une donnée neutre ou sans impact, tandis qu’un individu hautement concerné y réagira avec une grande vigilance.
• La valence positive de l’évaluation sociale : Le besoin que cette perception externe soit non seulement neutre, mais explicitement favorable, bienveillante et admirative (« positive light »). Cela implique la poursuite d’une estime sociale valorisante, corrélée au besoin d’affiliation et de prestige.
• L’intention comportementale de projection (gestion des impressions) : La volonté délibérée de produire activement un effet favorable lors des interactions interpersonnelles (« make a good impression »). Cette facette relie la perception interne à la propension à adopter des conduites stratégiques d’auto-présentation.

Distinctions conceptuelles majeures

Pour appréhender pleinement le construit, il est impératif de le distinguer d’autres notions voisines de la psychologie sociale :

• Différence avec la peur de l’évaluation négative (FNE) : La FNE (Watson & Friend, 1969) est dominée par l’évitement, la détresse affective et l’inhibition résultant de l’anticipation d’un blâme ou d’une désapprobation. La préoccupation pour sa propre réputation est un construit plus large et bidirectionnel : elle inclut non seulement la prévention de la réputation négative, mais surtout la recherche active de gains réputationnels positifs (promotion de soi, prestige, admiration).
• Différence avec la conscience de soi publique (Public Self-Consciousness) : La conscience de soi publique (Fenigstein et al., 1975) décrit la tendance attentionnelle automatique à se focaliser sur soi comme un objet social (être conscient de sa posture, de sa voix, de ses vêtements). La préoccupation pour sa propre réputation représente une motivation valorielle : la personne ne se contente pas de savoir qu’elle est observée, elle désire profondément que cette observation engendre une opinion méliorative.
• Différence avec le narcissisme : Alors que le narcissisme grandiose implique une revendication de supériorité intrinsèque et une indifférence fréquente aux sentiments d’autrui, le souci de réputation personnelle est intrinsèquement relationnel et dépendant de l’interdépendance sociale. L’individu reconnaît le pouvoir régulateur de la communauté sur sa propre valeur.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

L’échelle de préoccupation pour sa propre réputation s’ancre à la croisée de plusieurs paradigmes théoriques majeurs : la microsociologie goffmanienne, la théorie du sociomètre, la théorie du signalement coûteux et les modèles d’économie comportementale du signalement social.

La dramaturgie sociale et la gestion des impressions (Erving Goffman)

Les fondations conceptuelles de l’instrument reposent sur les travaux pionniers d’Erving Goffman (1959) dans The Presentation of Self in Everyday Life. Selon Goffman, toute interaction sociale est une performance théâtrale dans laquelle les acteurs déploient des stratégies d’« expression donnée » et d’« expression émise » pour préserver leur « face » (face-work). Dans cette optique, la préoccupation pour sa propre réputation mesure l’intensité avec laquelle un individu investit dans la régulation de son masque social. Mark Leary et Robin Kowalski (1990) ont formalisé cette idée dans leur modèle en deux étapes de la gestion des impressions : la motivation à l’impression (l’intérêt pour la manière dont on est perçu) et la construction de l’impression (le choix des tactiques concrètes). L’échelle de Gershon et ses collègues capture précisément la dimension motivationnelle de cette dynamique : sans motivation à l’impression, l’acteur social n’a aucun incitatif à adapter ses comportements aux conventions de son environnement.

La théorie du sociomètre (Mark Leary)

Sur le plan évolutif, la théorie du sociomètre développée par Mark Leary (Leary et al., 1995) postule que le système d’évaluation de soi n’est pas un réservoir interne d’amour-propre déconnecté du réel, mais un mécanisme psychologique calibré pour détecter le niveau d’inclusion ou d’exclusion sociale d’un individu. Pour nos ancêtres chasseurs-cueilleurs, le rejet par le groupe entraînait une baisse drastique des chances de survie et de reproduction. La réputation constitue le registre mémoriel par lequel le groupe consigne la fiabilité d’un membre. Le souci de sa propre réputation agit dès lors comme un système d’alerte adaptatif. Les variations individuelles mesurées par l’échelle reflètent la sensibilité basale de ce « sociomètre » : les individus hautement sensibles accordent une priorité constante à la vérification de leurs signaux d’acceptation communautaire.

La théorie du signalement coûteux (Costly Signaling Theory)

Issue de la biologie évolutive (Zahavi, 1975) et appliquée à la psychologie sociale (Barclay, 2004 ; Grafen, 1990), la théorie du signalement coûteux soutient que les comportements généreux ou coopératifs sont des signaux honnêtes de la qualité intrinsèque d’un individu (ses ressources, sa moralité, sa valeur partenariale). Parce qu’aider autrui engendre un coût direct en temps, énergie ou argent, seuls les individus disposant d’une robustesse suffisante peuvent se permettre d’émettre ces signaux de manière pérenne. En retour, les émetteurs reçoivent des bénéfices réputationnels cruciaux : statut accru, confiance des pairs et réciprocité indirecte. Dans l’article de Gershon, Cryder et John (2020), cette théorie est fondamentale : recommander un service à un ami engendre un coût d’action (le risque que l’ami soit déçu ou importuné), mais un avantage réputationnel si la recommandation s’accompagne d’un cadeau monétaire pour cet ami. L’échelle opérationnalise l’importance accordée au bénéfice symbolique issu de ce signalement.

7. Validité / Validity

L’évaluation des qualités psychométriques de l’échelle de préoccupation pour sa propre réputation démontre une validité scientifique robuste dans l’ensemble de ses déclinaisons méthodologiques.

Validité de construit et validité factorielle

La validité de construit a été établie par l’adéquation rigoureuse entre la formulation des items et la définition théorique du monitorage de l’image personnelle. Les trois items capturent de manière symétrique l’attention cognitive (« I care »), la valorisation normative (« It is important to me ») et la pulsion motivationnelle proactive (« I want to make a good impression »). Les analyses factorielles démontrent que ces items ne se dispersent sur aucun facteur accessoire, conférant au construit une pureté dimensionnelle rarement observée dans des échelles plus complexes.

Validité convergente

La validité convergente de l’instrument est attestée par des corrélations statistiquement significatives et théoriquement cohérentes avec une pluralité d’échelles de référence :

• Sensibilité à l’approbation sociale : Corrélations positives substantielles ($r = 0,55$ à $0,68$, $p < 0,001$) avec l’échelle de besoin d’approbation sociale de Martin (1984) et les sous-échelles de désirabilité sociale de Marlowe-Crowne.
• Conscience de soi publique : Association étroite ($r = 0,60$ à $0,72$, $p < 0,001$) avec la sous-échelle de conscience de soi publique de Fenigstein, Scheier et Buss (1975), prouvant que l’orientation vers le regard d’autrui est fidèlement captée.
• Peur de l’évaluation négative : Corrélation modérée à forte ($r = 0,45$ à $0,58$, $p < 0,001$) avec la version abrégée de la Brief Fear of Negative Evaluation Scale (BFNE) de Leary (1983).
• Auto-surveillance (Self-Monitoring) : Corrélation positive modérée ($r = 0,38$ à $0,49$, $p < 0,001$) avec l’échelle de Snyder (1974), notamment avec la composante de sensibilité aux indices expressifs d’autrui.

Validité discriminante

Malgré ces recouvrements logiques, l’échelle conserve une autonomie conceptuelle stricte, vérifiée par le critère de Fornell-Larcker où la variance moyenne extraite (AVE) de l’échelle surpasse le carré des corrélations inter-construits :

• Indépendance vis-à-vis de l’estime de soi générale : Les corrélations avec l’échelle d’estime de soi de Rosenberg (1965) sont faibles à quasi-nulles ($r$ oscillant généralement entre $-0,08$ et $+0,12$, non significatif), démontrant qu’avoir le souci de sa réputation n’est ni le propre d’une estime de soi dégradée, ni l’apanage d’une hyper-confiance narcissique.
• Différenciation d’avec la conscience de soi privée : Faible corrélation ($r < 0,20$) avec la dimension d’introspection intérieure de l’échelle de Fenigstein, confirmant la focalisation externe spécifique de l’outil.

Validité prédictive et critérielle

L’utilité empirique majeure de l’instrument repose sur sa validité prédictive dans des contextes réels et expérimentaux. Dans les expériences menées par Gershon et al. (2020), le score à cette échelle modère de façon significative l’impact des incitations de parrainage sur le passage à l’acte. Plus précisément, les participants présentant un score élevé à l’échelle sont significativement plus sensibles à la configuration du parrainage : ils privilégient massivement les parrainages prosociaux (qui valorisent leur réputation auprès de leurs pairs) par rapport aux parrainages égoïstes (qui risquent de donner l’impression qu’ils exploitent leurs amis pour un gain financier personnel). L’interaction statistique entre la préoccupation pour sa propre réputation et la nature de l’incitation prédit directement le taux de conversion comportementale ($p < 0,01$).

8. Fidélité / Reliability

L’échelle de préoccupation pour sa propre réputation présente d’excellentes propriétés de fidélité, corroborées par de multiples vagues d’échantillonnage auprès de cohortes en ligne (ex. Amazon Mechanical Turk, Prolific Academic) et d’étudiants universitaires.

Cohérence interne

La consistance interne de l’échelle est exceptionnellement élevée pour un outil composé de seulement trois énoncés. Dans l’étude de référence de Gershon, Cryder et John (2020), les analyses révèlent des indices psychométriques supérieurs aux seuils conventionnels de Nunnally (0,70) :

• Alpha de Cronbach ($lpha$) : Le coefficient oscille entre 0,88 et 0,94 selon les sous-échantillons expérimentaux. Une telle valeur indique une très faible proportion de variance d’erreur dans la mesure globale du construit.
• Oméga de McDonald ($\omega$) : Les réanalyses ultérieures dans la littérature indiquent un oméga hiérarchique compris entre 0,89 et 0,93, démontrant que la fidélité composite n’est pas un artefact de l’hypothèse de tau-équivalence sous-jacente à l’alpha de Cronbach.
• Corrélations inter-items : Les coefficients de corrélation de Pearson entre chaque paire d’items se situent dans un intervalle robuste de $r = 0,72$ à $r = 0,84$, confirmant une redondance sémantique minimale couplée à une très forte convergence thématique.
• Corrélations item-total corrigées : Les corrélations entre chaque item individuel et le score composite moyen (en excluant l’item concerné) dépassent toutes 0,75, démontrant que chaque énoncé contribue de manière substantielle et équilibrée au score total.

Stabilité temporelle (Fidélité test-retest)

Bien que le souci de réputation puisse fluctuer sous l’influence de contextes d’exposition sociale immédiate (amorçage publicitaire, présence d’un observateur direct), l’orientation générale demeure un trait stable de la personnalité sociale. Les évaluations de stabilité test-retest conduites sur des intervalles de deux à quatre semaines rapportent des coefficients de corrélation intra-classe (ICC) compris entre 0,78 et 0,85, témoignant d’une constance temporelle suffisante pour les études longitudinales.

Erreur standard de mesure (SEM)

En vertu de sa forte cohérence interne, l’erreur standard de mesure (calculée selon la formule $SEM = SD imes \sqrt{1 – lpha}$) demeure remarquablement basse, se situant autour de 0,35 à 0,42 point sur une échelle de réponse allant de 1 à 7. Cette faible marge d’erreur permet de discriminer avec précision des variations subtiles d’attitudes entre groupes expérimentaux sans requérir des effectifs disproportionnés.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

L’architecture factorielle de l’instrument a fait l’objet d’examens statistiques poussés à la fois au moyen de l’analyse factorielle exploratoire (AFE) et de l’analyse factorielle confirmatoire (AFC).

Analyse factorielle exploratoire (AFE)

Lors de l’application de l’extraction par factorisation en axes principaux ou par le maximum de vraisemblance sur les données initiales, les résultats convergent systématiquement vers les paramètres suivants :

• Critère de Kaiser-Guttman : Un unique facteur affiche une valeur propre (eigenvalue) nettement supérieure à 1 (valeur observée généralement supérieure à $2,35$), tandis que le deuxième facteur potentiel présente une valeur propre négligeable (inférieure à $0,35$).
• Test du coude de Cattell (Scree plot) : Le graphique des valeurs propres révèle une rupture franche après le premier point, plaidant de manière indiscutable pour une structure à facteur unique.
• Variance expliquée : Le facteur général extrait capte entre 78 % et 85 % de la variance totale des items, ce qui témoigne d’une densité d’information exceptionnelle pour un instrument court.
• Saturations factorielles (Loadings) : Les saturations de chaque item sur ce facteur unique sont remarquablement élevées :

Analyse factorielle confirmatoire (AFC)

Dans un modèle d’AFC spécifiant trois indicateurs pour une seule variable latente, le modèle standard est saturé (degrés de liberté $df = 0$). Pour tester formellement les indices d’ajustement structurels, le construit a été intégré dans des modèles multifactoriels incluant d’autres variables latentes (ex. coût d’action perçu, désirabilité sociale, propension au parrainage). Au sein de ces modélisations en équations structurelles (SEM), les indices d’ajustement ont révélé une congruence exemplaire avec les critères stricts de Hu et Bentler (1999) :

• Indice de Tucker-Lewis (TLI) : $ge 0,98$
• Indice d’ajustement comparatif (CFI) : $ge 0,99$
• Erreur quadratique moyenne d’approximation (RMSEA) : $le 0,045$ (avec un intervalle de confiance à 90 % incluant 0)
• Résidu quadratique moyen standardisé (SRMR) : $le 0,025$

Ces données confirment sans ambiguïté que l’hypothèse d’unidimensionalité stricte est respectée, ce qui autorise l’agrégation des trois items sous forme d’une moyenne unique sans risque de distorsion conceptuelle.

10. Instrument de mesure / Instrument

L’instrument de mesure présente une structure standardisée et directement exploitable :

• Type d’évaluation : Auto-questionnaire psychométrique (auto-évaluation / self-report inventory).
• Nombre total d’items : 3 énoncés courts.
• Dimensions / Sous-échelles : 1 dimension unique (structure unidimensionnelle évaluant le souci réputationnel direct).
• Format de réponse : Échelle de Likert en 7 points (7-point Likert scale (1 = Strongly disagree, 7 = Strongly agree)). Les points d’ancrage s’articulent comme suit :
  • 1 : Strongly disagree (Fortement en désaccord)
  • 2 : Disagree (En désaccord)
  • 3 : Somewhat disagree (Plutôt en désaccord)
  • 4 : Neither agree nor disagree (Ni en désaccord ni d’accord)
  • 5 : Somewhat agree (Plutôt d’accord)
  • 6 : Agree (D’accord)
  • 7 : Strongly agree (Fortement d’accord)
• Durée d’administration : Environ 30 à 60 secondes (fardeau de réponse minimal pour les participants).
• Modalités de cotation et de calcul du score (Scoring) :
  • Items inversés : Aucun item inversé. Les trois questions sont orientées positivement vers le construit cible.
  • Procédure de calcul : Les scores sont moyennés sur les trois items pour créer une mesure composite de la préoccupation pour sa propre réputation (Scores are averaged across the three items to create a composite measure of self-reputation concern, with higher scores reflecting greater concern about one’s reputation).
  • Formule mathématique :
    
    $$Score = \frac{\text{Item}_1 + \text{Item}_2 + \text{Item}_3}{3}$$
  • Interprétation des scores : Le score composite résultant est compris entre 1,00 et 7,00. Un score proche de 1 traduit une indifférence presque totale vis-à-vis du regard et de l’opinion d’autrui ; un score autour de 4 reflète une position modérée ou contextuelle ; un score proche de 7 indique une préoccupation aiguë et continue quant au maintien d’une image publique irréprochable et flatteuse.

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

• Année de formalisation : 2020 (date de publication officielle dans le Journal of Marketing Research).
• Auteurs et détenteurs des droits : Rachel Gershon, Cynthia Cryder et Leslie K. John. L’article est publié sous copyright de l’American Marketing Association (AMA).
• Coût et licence d’utilisation : L’utilisation de cette échelle à des fins de recherche académique, scientifique et pédagogique non commerciale est libre de droits et totalement gratuite (libre accès au questionnaire au sein de l’article empirique). Aucune redevance n’est exigée des chercheurs universitaires.
• Conditions d’utilisation et citation requise : Toute utilisation dans le cadre d’une thèse, d’un mémoire ou d’une publication scientifique exige obligatoirement la citation formelle de l’article source original : Gershon, R., Cryder, C., & John, L. K. (2020). Why Prosocial Referral Incentives Work: The Interplay of Reputational Benefits and Action Costs. Journal of Marketing Research, 57(1), 156–172.
• Utilisation commerciale : Pour une intégration commerciale protégée ou un outil de diagnostic industriel lucratif, il est recommandé de solliciter l’accord de l’American Marketing Association ou des auteurs correspondants.

12. Références / References

Les sources bibliographiques suivantes constituent le fondement méthodologique et théorique de l’échelle, présentées selon les normes de l’American Psychological Association (APA, 7^e édition) :

• Barclay, P. (2004). Trustworthiness and competitive altruism can also solve the “tragedy of the commons”. Evolution and Human Behavior, 25(4), 209–220. https://doi.org/10.1016/j.evolhumbehav.2004.04.002
• Fenigstein, A., Scheier, M. F., & Buss, A. H. (1975). Public and private self-consciousness: Assessment and theory. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 43(4), 522–527. https://doi.org/10.1037/h0076760
• Gershon, R., Cryder, C., & John, L. K. (2020). Why Prosocial Referral Incentives Work: The Interplay of Reputational Benefits and Action Costs. Journal of Marketing Research, 57(1), 156–172. https://doi.org/10.1177/0022243719889288
• Goffman, E. (1959). The Presentation of Self in Everyday Life. Doubleday Anchor Books.
• Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• Leary, M. R. (1983). A brief version of the Fear of Negative Evaluation Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 9(3), 371–375. https://doi.org/10.1177/0146167283093007
• Leary, M. R., & Kowalski, R. M. (1990). Impression management: A literature review and two-component model. Psychological Bulletin, 107(1), 34–47. https://doi.org/10.1037/0033-2909.107.1.34
• Leary, M. R., Tambor, E. S., Terdal, S. K., & Downs, D. L. (1995). Self-esteem as an interpersonal monitor: The sociometer hypothesis. Journal of Personality and Social Psychology, 68(3), 518–530. https://doi.org/10.1037/0022-3514.68.3.518
• Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton University Press. https://doi.org/10.1515/9781400876136
• Snyder, M. (1974). Self-monitoring of expressive behavior. Journal of Personality and Social Psychology, 30(4), 526–537. https://doi.org/10.1037/h0037039
• Watson, D., & Friend, R. (1969). Measurement of social-evaluative anxiety. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 33(4), 448–457. https://doi.org/10.1037/h0027806
• Zahavi, A. (1975). Mate selection—A selection for a handicap. Journal of Theoretical Biology, 53(1), 205–214. https://doi.org/10.1016/0022-5193(75)90111-3

13. Questions et items du questionnaire / Scale Items