Propriétés psychométriques de l’Échelle Révisée de Monitorage de Soi (RSMS) et de l’Échelle d’Inquiétude pour les Convenances (CAS) en Français Nils MYSZKOWSKI, Martin STORME, Franck ZENASNI & Todd LUBART Laboratoire Adaptation Travail-Individu, EA 4469, Université Paris Descartes, France Introduction Le monitorage de soi est défini par Snyder (1974) comme la manière dont chaque individu contrôle son image dans le but de se montrer de la façon la plus adaptée socialement, se faisant ainsi « caméléon social ». La première échelle permettant la mesure du monitorage de soi fut développée par Snyder (1974). Cependant, la validité de structure de cet outil, théoriquement unidimensionnel, est controversée (Lennox & Wolfe, 1984; Day, Schlei- cher, Unckless & Hiller, 2002). C’est pourquoi Lennox & Wolfe (1984) ont proposé une approche bidimensionnelle de la notion d e monitorage de soi. Cette approche définit deux dimensions du monitorage de soi : (1) le Revised Self-Monitoring Scale (RSMS ; 13 items ; Lennox & Wolfe, 1984) renvoie à un monitorage de type actif, extraverti, indiquant une aptitude à « faire l’acteur » dans les situations sociales, ce qui correspond à la définition du « caméléon social » décrit originellement par Snyder (1974) ; tandis que (2) le Concern for Appropriateness Scale (CAS ; 20 items ; Lennox & Wolfe, 1984) renvoie à un monitorage de type protecteur, reflétant une tendance à l’anxiété sociale et à la timidité. Le RSMS et le CAS ont montré des qualités psychométriques satisfaisantes, et notamment une meilleure consistance interne que l’échelle de monito- rage de soi de Snyder (Day et coll., 2002). Les qualités psychométriques du RSMS et du CAS ont été reproduites dans des versions en Japonais (Ishihara & Mizuno, 1992), en Grec (Malikiosi-Loizos & Anderson, 1992) et en Hébreu (Bachner -Melman, Bacon-Shnoor, Zohar, Elizur & Ebstein, 2009). Cette étude vise à faire avancer la mesure du monitorage de soi en proposant une traduction française valide de ces de ux échelles. Méthode Les deux questionnaires ont été traduits de l’anglais en utilisant la technique de rétro-traduction (« back-translation »). 634 participants (478 femmes, 156 hom- mes ; âge moyen = 20.3 ans) ont répondu aux deux questionnaires traduits, ain- si qu’à des questionnaires utilisés comme critères de validité externe. La sensibilité, la consistance interne, la stabilité temporelle (à une semaine d’in- tervalle, sur un sous-groupe de 117 participants), la validité externe et la validité de structure du RSMS et du CAS ont été étudiées. Discussion Les propriétés psychométriques de l’Échelle Révisée de Monitorage de Soi (RSMS) et de l’Échelle d’Inquiétude pour les Convena nces (CAS) ont en grande partie répliqué les propriétés psychométriques des versions originales (Lennox & Wolfe, 1984). Cette étude montre que les traductions françai- ses du RSMS et le CAS ont une sensibilité, consistance interne et stabilité temporelle satisfaisantes. La validité de structure du RSMS est satisfaisan- te, mais, comme montré auparavant (Bachner-Melman et coll., 2009), la structure interne du CAS est plus faible. Enfin l’étude de la validité de critère des deux échelles montre la pertinence de la distinction faite entre des aptitudes de monitorage actif permettant d’agir comm e un « caméléon social », et des tendances de monitorage protectif révélant l’anxiété sociale. Références Bachner-Melman, R., Bacon-Shnoor, N., Zohar, A.H., Elizur, Y., & Ebstein, R.P. (2009). The psychometric properties of the Revised Self-Monitoring Scale (RSMS) and the Concern for Appropriateness Scale (CAS) in Hebrew. European Journal of Psychological Assessment , 25 (1), 8-15. Day, D.V., Schleicher, D.J., Unckless, A.L., & Hiller, N.J. (2002). Self-monitoring personality at work: A meta-analytic investigation of construct validity. Journal of Applied Physiology, 87, 390–401. Lennox, R.D., & Wolfe, R.N. (1984). Revision of the Self-Monitoring Scale. Journal of Personality and Social Psychology, 46, 1349–1364. Snyder, M. (1974). Self-monitoring of expressive behavior. Journal of Personality and Social Psychology, 30, 526–537. Université René Descartes, Paris 5 - 71, avenue Edouard Vaillant - 92774 BOULOGNE-BILLANCOURT Cedex Contact : nilsmyszkowski@yahoo.fr / storme_martin@yahoo.fr Tableau 1 : Corrélations entre le RSMS, le CAS et les critères de validité RSMS CAS Echelle Révisée de Monitorage de Soi (RSMS) / / Echelle d'Inquiétude pour les Convenances (CAS) .18** / Echelle d'Estime de Soi (EES-ϭϬ ; Rosenďerg, ϭ9ϲϱ; Valliğres & Vallerand, ϭ99Ϭ) -.24** Echelle Révisée de Conscience de Soi - Privée (ERCS-22 ; Scheier & Carver, 1985; Pelletier & Vallerand, 1990) .29** .24** Echelle Révisée de Conscience de Soi - Publique (ERCS-22 ; Scheier & Carver, 1985; Pelletier & Vallerand, 1990) .39** .42** Echelle Révisée de Conscience de Soi - Anxiété Sociale (ERCS-22 ; Scheier & Carver, 1985; Pelletier & Vallerand, 1990) .21** Big Five Inventory - E (BFI ; John, 1990; Plaisant, Srivastava, Mendelsohn, Debray & John, 2005) .40** Big Five Inventory - A (BFI ; John, 1990; Plaisant, Srivastava, Mendelsohn, Debray & John, 2005) Big Five Inventory - C (BFI ; John, 1990; Plaisant, Srivastava, Mendelsohn, Debray & John, 2005) Big Five Inventory - N (BFI ; John, 1990; Plaisant, Srivastava, Mendelsohn, Debray & John, 2005) -.26** Big Five Inventory - O (BFI ; John, 1990; Plaisant, Srivastava, Mendelsohn, Debray & John, 2005) .21* Désirabilité Sociale DS36 - Autoduperie (Tournois, Mesnil & Kop, 2000) .22* -.19* Désirabilité Sociale DS36 - Hétéroduperie (Tournois, Mesnil & Kop, 2000) -.21* NEOPI R - N4 Timidité sociale (Costa & McRae, 1992; Rolland, 1993) -.23** .46** NEOPI R - E2 Grégarité (Costa & McRae, 1992; Rolland, 1993) .20* NEOPI R - A2 Droiture (Costa & McRae, 1992; Rolland, 1993) -.34** Inventaire d'Anxiété Situationnelle et de Trait d'Anxiété forme Y (IASTA-Y ; Spielberger, 1983 ; Gauthier & Bouchard, 1992) .42** ** ĐorrĠlation signifiĐative à p< .Ϭϭ ; * ĐorrĠlation signifiĐative à p< .Ϭϱ les corrélations non significatives ne sont pas reportées Résultats Les items et les scores totaux des versions françaises du RSMS et du CAS ont montré une bonne sensibilité, avec des distributions approximativement normales. La moyenne des scores du RSMS et du CAS en Français est comparable aux au- tres versions. Les deux échelles ont montré une consistance interne satisfaisante, avec un α de Cronbach de .82 pour le RSMS et de .81 pour le CAS, résultats proches des au- tres versions. La stabilité temporelle du RSMS et du CAS est également satisfai- sante, avec un coefficient de corrélation test-retest à une semaine d’intervalle de .85 pour le RSMS et de .82 pour le CAS. L’étude de la validité de structure des deux outils par Analyse Factorielle Confir- matoire (CFA) a montré que, comme souligné précédemment (Bachner-Melman et coll., 2009), le RSMS a une meilleure validité de structure ( χ²=200.7 ; df=64 ; RMSEA=.06 ; GFI=.95) que le CAS (χ²=1156.6 ; df=169 ; RMSEA=.10 ; GFI=.84). Les deux échelles sont faiblement corrélées (r=.18 ; p<.01), justifiant empirique- ment la distinction théorique entre les deux formes de monitorage de soi (Lennox & Wolfe, 1984). Enfin, la validité de critère des deux questionnaires est satisfaisante (cf. Tableau 1), et les corrélations observées sont cohérentes avec la définition théorique des deux construits.