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Cahiers de Psychologie Politique

Et si les tests dits de personnalité ne mesuraient que des adhésions normatives? Souhaitant répondre à cette question, nous avons utilisé les deux principaux paradigmes habituellement employés pour démontrer l’existence d’une norme sociale : le paradigme de l’auto-présentation contrenormative versus surnormative, et le paradigme des juges. Prenant pour support un test de la famille des Big Five, nous avons ainsi : 1) demandé à une première population de répondre au test en tentant de se dévaloriser, et à une deuxième d’y répondre en se valorisant (paradigme de l’auto-présentation) ;  2) demandé à une troisième population de juger les réponses de 2 sujets fictifs censés avoir répondu à chacune des dimensions du test de manière opposée (paradigme des juges). Les analyses statistiques réalisées sur les résultats obtenus confirment alors notre hypothèse de manière significative.

Problématique

En 1966, Rotter et Lefcourt ont chacun  publié un travail portant sur ce qu’ils considéraient être un trait de personnalité, à savoir le Locus of Control ; c’est-à-dire la variable internalité-externalité. Or une vingtaine d’années plus tard, en 1981, Jellison et Green se sont demandé si ce dit trait ne devait pas en fait être considéré comme une norme. Pour tester cette hypothèse, Jellison et Green utilisèrent les 2 paradigmes habituellement employés pour démontrer l’existence d’une norme : le paradigme de l’auto-présentation surnormative versus contrenormative, et le paradigme des juges. Dans le 1er cas, on demande à des sujets de répondre à un questionnaire (en l’occurrence, pour ces auteurs, un questionnaire de LOC), mais avec des consignes particulières : la moitié des sujets est invitée à répondre en tâchant de se mettre au maximum en valeur, de donner la meilleure image possible de soi (consigne surnormative), tandis que la seconde moitié doit à l’inverse tenter de se dévaloriser le plus possible, de fournir la plus mauvaise image de soi (consigne contrenormative). Conformément à leur prédiction, Jellison et Green constatèrent alors que la consigne surnormative conduisait à des réponses essentiellement internes et la consigne contrenormative à des réponses externes. Quant au paradigme des juges, il consiste à présenter à des évaluateurs les réponses fictives censées avoir été apportées par 2 sujets à un même questionnaire (c’est-à-dire, dans l’étude de Jellison et Green, à un questionnaire de LOC), l’un des sujets y ayant répondu de manière uniquement interne, l’autre de façon exclusivement externe. Et les évaluateurs ont pour tâche de pronostiquer le degré de réussite sociale ou professionnelle de chacun des répondants, ou encore d’indiquer, en se situant dans le cadre d’un recrutement, quel est, d’entre les 2 répondants, celui qu’ils préfèreraient embaucher. Or là également les résultats obtenus s’inscrivirent dans le cadre des prédictions formulées, le répondant interne étant systématiquement préféré au répondant externe. Ainsi, par cette recherche, Jellison et Green avaient effectivement dégagé, derrière ce que l’on considérait jusque là comme un trait personnologique, l’existence d’une norme ; et ils l’appelèrent « norme d’internalité ». Ajoutons que depuis, de nombreuses recherches ont été réalisées, notamment en France, recherches dont les résultats confirment l’existence d’une norme, appelée tantôt « norme d’internalité » (cf. pour des revues : Beauvois, 1984 ; Dubois, 1987 et 1994), tantôt « norme d’allégeance » (Gangloff, 1997a, 1997b, 1998).

Nous avons souhaité ici généraliser l’idée de Jellison et Green en nous demandant si tous les traits dits de personnalité ne pouvaient pas être en réalité considérés comme des normes.

Procédure.

Du fait qu’existe aujourd’hui un large consensus sur le fait que la personnalité peut être résumée par 5 dimensions1, nous avons choisi de travailler avec un test de Big Five, en l’occurrence l’Alter Ego (Caprara et al. 1993 et 1997).

Ce test est constitué de 132 questions, soit 24 questions pour chacune des 5 dimensions (chaque dimension comprenant 2 échelles de 12 questions) plus une échelle de désirabilité sociale, c’est-à-dire de mensonge (non traitée ici) : cf. annexe. A chaque question, le sujet a 5 possibilités de réponse (de « tout à fait faux » à « tout à fait vrai »), la possibilité 1 donnant un score de 0, la possibilité 2 donnant 1 point, soit , pour chaque question, un score pouvant varier de 0 à 4 et donc, pour les 24 questions d’une dimension, un score pouvant varier de 0 à 96.

Et nous avons réalisé 2 études, la 1ère avec le paradigme de l’auto-présentation surnormative versus contrenormative, la 2ème avec le paradigme des juges.

1ère étude.

95 étudiants (70 femmes âgées de 18 à 23 ans, et 25 hommes âgés de 17 à 23 ans), en 1ère année de psychologie, ont tout d’abord répondu à l’Alter Ego avec la consigne « se faire bien voir » (i.e. consigne surnormative). Le tableau 1 indique les notes moyennes obtenues par cette population, sur chacune des 5 dimensions du test.

E

A

C

S

O

Femmes

59,87

60,6

61,99

53,11

69,56

Hommes

60,4

60,52

59,92

57,24

74,88

Femmes+Hommes

60,01

60,57

61,44

54,2

70,96

Tableau 1 : Notes moyennes à chacune des 5 dimensions avec la consigne surnormative (étendue théorique de chaque dimension : 0-96 ; moyenne théorique de chaque dimension : 48,5). E= Energie, A= Amabilité, C= Caractère Consciencieux, S= Stabilité Emotionnelle, O= Ouverture d’Esprit.

Des comparaisons femmes/hommes ont tout d’abord été effectuées, puis chacune des notes a ensuite été comparée à la note immédiatement inférieure à la moyenne théorique (i.e. 48). Les t de Student obtenus permettent alors de constater, d’une part, que quelle que soit la dimension il n’y a aucune différence entre hommes et femmes, d’autre part que chacune des notes est significativement supérieure à la moyenne théorique (avec P toujours inférieur à .001) : cf. tableau 2.

E

A

C

S

O

Femmes

8,73

9,05

8,99

2,34

14,69

Hommes

4,65

4,48

4,09

2,87

9,46

Femmes+Hommes

9,88

10,03

9,78

3,41

17,28

Tableau 2 : Valeur des t, en consigne surnormative, par comparaison de chaque note effective à la note immédiatement inférieure à la moyenne théorique (i.e. par rapport à 48).

Ensuite, 143 autres étudiants (128 femmes âgées de 18 à 23 ans, et 15 hommes âgés de 18 à 22 ans), en 1ère année de psychologie, ont eux aussi répondu à l’Alter Ego, mais avec la consigne « se faire mal voir » (i.e. consigne contrenormative). Le tableau 3 indique leurs notes moyennes, sur chacune des 5 dimensions.

E

A

C

S

O

Femmes

26,99

17,52

21,05

21,68

14,92

Hommes

27

18

21,93

21,07

17,47

Femmes+Hommes

27

17,57

21,14

21,62

15,19

Tableau 3 : Notes moyennes à chacune des 5 dimensions avec la consigne contrenormative (étendue théorique de chaque dimension : 0-96 ; moyenne théorique de chaque dimension : 48,5). E= Energie, A= Amabilité, C= Caractère Consciencieux, S= Stabilité Emotionnelle, O= Ouverture d’Esprit.

Là encore des comparaisons femmes/hommes ont été réalisées, puis chaque note a fait l’objet d’une comparaison par rapport à la note immédiatement supérieure à la moyenne théorique (i.e. 49). Les t de Student obtenus permettent alors de constater là encore l’absence de différences femmes/hommes, et également que chacune des notes est significativement inférieure à la moyenne théorique (avec P toujours inférieur à .001) : cf. tableau 4.

E

A

C

S

O

Femmes

16,69

27,20

24,95

18,27

33,75

Hommes

5,29

8,29

6,43

5,94

7,59

Femmes+Hommes

17,56

28,5

25,56

19,27

33,82

Tableau 4 : Valeur des t, en consigne contrenormative, par comparaison de chaque note effective à la note immédiatement supérieure à la moyenne théorique (i.e. par rapport à 49).

Cette 1ère étude montre ainsi que, pour se mettre en valeur, les sujets se décrivent exclusivement énergiques, aimables, consciencieux, émotionnellement stables et ouverts d’esprit, alors que pour se dévaloriser ils adoptent systématiquement les positions inverses.

2ème étude.

56 recruteurs en entreprise (28 du secteur public et 28 du privé) ont dû comparer les réponses, diamétralement opposées, que 2 candidats (fictifs) étaient censés avoir fournies à chacune des 10 échelles, et indiquer, pour chacune des échelles, quel candidat ils préfèreraient embaucher. Concrètement, chaque recruteur s’est ainsi vu proposer 10 feuilles (1 par échelle), sur chacune desquelles 2 candidats avaient, à chacune des 12 questions, répondu de manière totalement opposée (cf. exemple au tableau 5).

Candidat 1

Candidat 2

Q1 : « j’ai le sentiment d’être une personne active et forte »

X Tout à fait vrai

Plutôt vrai

Ni vrai ni faux

Plutôt faux

Tout à fait faux

Tout à fait vrai

Plutôt vrai

Ni vrai ni faux

Plutôt faux

X Tout à fait faux

Q2 : « je n’aime pas les activités dans lesquelles il faut s’engager absolument à fond »

Tout à fait vrai

Plutôt vrai

Ni vrai ni faux

Plutôt faux

X Tout à fait faux

X Tout à fait vrai

Plutôt vrai

Ni vrai ni faux

Plutôt faux

Tout à fait faux

Etc. jusqu’à Q12

Tableau 5 : Exemple de feuille de réponses des 2 candidats (pour l’échelle « dynamisme »).

Précisons par ailleurs que la moitié des profils à comparer étaient des profils de « candidats  » cadres, l’autre moitié des profils de « candidats » ouvriers. Nous avions ainsi 4 variables indépendantes :

  • le secteur d’activité des recruteurs (public vs privé),

  • le statut des « candidats » (cadre vs ouvrier),

  • les 10 échelles du test,

  • et la position des « candidats » sur chacune des échelles du test.

Signalons enfin quelques précautions méthodologiques :

1) afin de contrôler le facteur sujet (c’est-à-dire recruteur), chaque recruteur examinait 5 couples de « candidats » cadres et 5 couples de « candidats » ouvriers ;

2) pour contrôler d’éventuels effets d’ordre,
la moitié des recruteurs examinait d’abord 5 couples de « candidats » cadres puis 5 couples de « candidats » ouvriers, l’autre moitié étant confronté à l’ordre inverse ;

dans la moitié des cas on présentait d’abord les échelles 1 à 5 puis les échelles 6 à 10, et dans l’autre moitié l’ordre de présentation était inversé ;

3) pour éviter d’éventuels effets de halo,

on indiquait aux recruteurs que chacune des 10 feuilles (i.e. des 10 échelles) correspondait aux réponses fournies par 10 couples différents de « candidats » ;

les réponses des « candidats » 1 et 2 alternaient sur chaque feuille (ainsi, alors que pour l’échelle 1 c’était le candidat 1 qui se définissait comme dynamique et le candidat 2 comme non dynamique, pour l’échelle 2 les attitudes des candidats étaient inversées ; et ainsi de suite).

Les choix des recruteurs sont consignés dans le tableau 6. On y remarque, quel que soit le secteur d’activité des recruteurs, quel que soit le statut des candidats (cadre vs ouvrier), et quelle que soit enfin la dimension concernée, que la polarisation est systématique : c’est toujours le candidat énergique, aimable, consciencieux, émotionnellement stable et ouvert d’esprit qui est plébiscité.

Recruteurs du Public

Recruteurs du Privé

E

A

C

S

O

E

A

C

S

O

Candidats

Cadres

Avec des notes élevées

23

23

21

24

25

24

24

22

24

28

Avec des notes basses

5

5

7

4

3

4

4

6

4

0

Candidats

Ouvriers

Avec des notes élevées

23

24

26

23

27

23

26

25

28

27

Avec des notes basses

5

4

2

5

1

5

2

3

0

1

Tableau 6 : répartition des choix des recruteurs. E= Energie, A= Amabilité, C= Caractère Consciencieux, S= Stabilité Emotionnelle, O= Ouverture d’Esprit.

Discussion

Ainsi que le rappelle Mc Adams (1992, p329-330), entre les années 50 et 70, et même jusqu’au début des années 80, la psychologie des traits était vigoureusement attaquée, principalement en raison de sa forte vulnérabilité à la désirabilité sociale. Et puis, note cet auteur, on a pu assister à une renaissance de la psychologie personnologique ; essentiellement du fait de l’émergence et du développement du modèle en 5 facteurs. Or nos résultats montrent que ce modèle est lui aussi saturé en désirabilité sociale.

Observant également cette forte intervention de la désirabilité sociale, Mc Crae et Costa (1983), tout comme Furnham (1986, p397), persistent cependant à soutenir le modèle des traits, considérant que cette désirabilité sociale constitue elle-même un trait. Furnham justifie par exemple cette position en avançant que tous les individus ne seraient pas identiquement sensibles à la désirabilité sociale ; c’est-à-dire que cette désirabilité permettrait de mettre en évidence des différences inter-individuelles. Or nos résultats infirment aussi cette interprétation : tous nos sujets subissent significativement l’emprise de la désirabilité sociale, et ce sans qu’apparaissent de différences entre femmes et hommes.

Peut-on alors dire que les inventaires de personnalité relevant du Big Five, voire même que les inventaires de personnalité en général, ne mesurent pas des traits ? C’est-à-dire peut-on conclure à la non validité de ces inventaires ? Pour Furnham (1986), aussi bien que pour Caprara et al. (1997), la réponse est négative. Mais ces auteurs justifient leur position de manière pour le moins curieuse. Si il importe d’exclure une telle invalidation, plaide Furnham (p397), c’est pour éviter que l’ensemble des tests personnologiques ne soit entâché d’invalidation. De même, Caprara et al. remarquent que conclure à la non pertinence du modèle des Big Five en raison du biais de désirabilité aboutirait à contaminer la validité de toute structure alternative ; c’est-à-dire que, pour ces auteurs (p78), l’effet de désirabilité sociale ne remettrait alors « pas spécialement en cause le modèle des Big Five mais plus généralement l’ensemble des méthodes d’auto-évaluation ». Nous n’épiloguerons pas sur de telles explications : en privilégiant la raison pratique au détriment de la raison scientifique, elles nous semblent plutôt desservir ceux qui s’en réclament.

Le 2ème point pouvant nécessiter quelques remarques concerne les situations de recrutement. Levy-Leboyer (1997, p74) avait déjà souligné qu’existait un profil de salarié idéal. De même Villette précise (1996, p135) que dans les années 60, « il fallait être jeune et dynamique, débordé, professionnel, efficace, friand de psychologie appliquée, sportif, svelte, individualiste, libéral et démocrate, costume-cravate et attaché-case. Cherchez une école de commerce en France qui ne se donne pas pour objectif pédagogique de former des jeunes gens conformes à ce modèle », vous n’en trouverez pas, conclut Villette. Et ici également, nous remarquons que, par-delà les discours sur une soi-disant nécessaire adéquation des individus aux postes de travail, il existe toujours un profil de salarié idéal, qui semble au surplus correspondre assez bien à celui des années 60.

Conclusion

Lorsque l’on observe directement les comportements d’autrui, ces comportement sont tantôt interprétés en termes de traits, et tantôt considérés comme relevant du conformisme, c’est-à-dire comme traduisant l’expression de normes sociales. Cette seconde alternative, en termes de comportements normatifs, est notamment soutenue lorsque les comportements observés sont valorisés et largement diffusés dans le corps social (i.e. lorsqu’ils sont non différenciateurs des individus). Pour autant, lorsque ces comportements sont appréhendés de manière indirecte, au vu de réponses à un inventaire de personnalité notamment, seule la 1ère alternative est généralement retenue. Or comme le souligne Wiggins (1962)2, la saturation de ces inventaires en désirabilité sociale ne peut que conduire au constat de leur invalidation, et donc à des mesures non de traits mais de normes sociales. Et les résultats obtenus ici confortent cette analyse.

Par ailleurs, nos résultats nous permettent de préciser les caractéristiques des individus conformes et celles désignant les déviants. Ce qui soulève un problème du fait que le conformisme, tout comme la déviance, varient : selon les époques, et à une même époque selon le groupe social examiné, les conduites conformes diffèrent. Cette hétérogénéité des critères de valorisation des conduites en fonction des cultures traduit ainsi l’arbitraire de ces critères. Et l’on conçoit aisément qu’aucune société ne puisse être particulièrement enthousiaste pour l’expliciter, voire même pour le reconnaître. Car l’évaluation des individus est une pratique permettant, via l’orientation et le recrutement scolaire et professionnel, la répartition des individus dans les différentes strates sociales. Or dire que les critères de cette répartition sont arbitraires conduit à mettre en cause cette répartition. Aussi le trait personnologique a-t-il sans doute, du fait de cette raison pratique, encore de beaux jours devant lui…

1  Cf. par exemple, en témoignage de ce consensus, Caprara et al, 1997, p13 ; Rolland, 1994, p65. Ou encore, cités par Pervin, 1994, p103 : Digman, 1990, p436 ; Widiger, 1993, p82 ; etc

2  Cf. en particulier le rappel, fait par Furnham (1986, p395), de la position de Wiggins

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