La riflessione sulle strategie di autopresentazione appare rilevante in ambito sia di selezione del personale sia di orientamento e career counseling (Flectcher, 1981; 1990; Garr-Schultz & Gardner, 2018; Marcus, 2009; Paulhus, 1998). Storicamente lo studio delle strategie di autopresentazione nasce con l’attenzione alla desiderabilità sociale in relazione alla possibile distorsione dei questionari self-report (Paulhus, 1991). Gli individui con un’elevata desiderabilità sociale mostrano la tendenza a rispondere ai questionari self-report cercando di offrire un’immagine positiva di se stessi (Paulhus, 1991). La questione della desiderabilità sociale e della necessità di avere scale specifiche per controllare tale aspetto nella rilevazione attraverso questionari di autovalutazione comincia a essere approfondita in particolare a partire dagli anni ’50. Le riflessioni più significative fanno riferimento ai lavori di Edwards (1957) e di Crowne e Marlowe (1960). Edwards (1957) considera la desiderabilità sociale come una caratteristica degli individui che li porta a compilare i questionari self-report fornendo risposte socialmente desiderabili.
Nella stessa prospettiva Crowne e Marlowe (1960) offrono una definizione di desiderabilità sociale in termini di “bisogno dei soggetti di ottenere approvazione rispondendo in modo culturalmente appropriato e accettato” (p. 353). Lo studio della desiderabilità sociale si arricchisce negli anni ’80 con il contributo di Pauhlus (1984; 1986) che sottolinea l’esistenza, accanto a una forma tradizionale di gestione dell’immagine di sé come gestione dell’impressione che si desidera offrire alle altre persone, di una forma legata a fenomeni di autoinganno (Pauhlus, 1984; 1986).
Partendo dall’analisi di scale esistenti volte a misurare la desiderabilità sociale, Pauhlus (1984; 1986) mette in evidenza due dimensioni del costrutto, che rilevano due diverse strategie di autopresentazione: gestione dell’impressione (impression management) come distorsione consapevole in favore di sé; autoinganno (self-deception) come autopresentazione rivolta a se stessi. L’impression management è una dissimulazione consapevole, facendo riferimento alla gestione dell’impressione che l’individuo vuole dare agli altri. L’autoinganno è invece una distorsione inconscia in favore di se stessi, riferendosi al fatto che la persona offre descrizioni di sé positive con la convinzione di essere nel vero, mentre in realtà sta dando una valutazione di sé troppo favorevole.
Per valutare queste due strategie di autopresentazione Paulhus ha realizzato la Paulhus Deception Scale (PDS; Paulhus, 1998), composta da 40 item, che permette di individuare le due dimensioni di impression management e autoinganno. Per quanto riguarda la versione italiana della PDS, Di Fabio e Palazzeschi (2005) ne analizzano le proprietà psicometriche, giungendo, attraverso una serie di Analisi Fattoriali Esplorative (AFE), a una versione breve della scala composta da 28 item con buona attendibilità, validità concorrente e capacità discriminante. Come sottolineato dalle stesse autrici (Di Fabio & Palazzeschi, 2005), appariva tuttavia opportuno continuare a esaminare la struttura bi-fattoriale in relazione alla necessità di disporre di una versione ulteriormente ridotta. A tale proposito uno studio successivo condotto con studenti universitari (Di Fabio & Palazzeschi, 2013) ha portato a una successiva forma italiana ridotta della PDS a 24 item mantenendo la struttura fattoriale a due dimensioni (impression management e autoinganno), confermata dall’analisi fattoriale confermativa con attendibilità e validità concorrente soddisfacenti.
Alla luce del quadro teorico fin qui delineato, lo scopo del presente lavoro è quello di continuare ad analizzare le proprietà psicometriche della versione italiana della Paulhus Deception Scale (PDS; Di Fabio & Palazzeschi, 2005; 2013; Paulhus, 1998) al fine di ottenere una versione short della scala, in riferimento a lavoratori, mantenendo la struttura a due dimensioni ma avendo la possibilità di disporre di uno strumento ancora più snello e potenzialmente maggiormente applicabile nei diversi contesti. La finalità è quella di avere una scala che consenta, anche nella sua forma breve, di rilevare le strategie di autopresentazione in termini sia di gestione dell’impressione che di autoinganno. Al fine di valutare la validità della nuova versione short della scala si è ritenuto utile riprodurre le analisi condotte da Paulhus (1998) con la dimensione Lie del Big Five e quelle relative al primo adattamento della scala in italiano (Di Fabio & Palazzeschi, 2013) inerenti al fallimento cognitivo (Broadbent, Cooper, Fitzgerald, & Parkes, 1982).
Metodo
Partecipanti
Gli strumenti sono stati somministrati a 331 lavoratori in Toscana, di cui 151 maschi (45.62%) e 180 femmine (54.38%). I partecipanti hanno un’età compresa tra i 18 e i 64 anni con una media di 34.59 e una deviazione standard di 14.21.
Strumenti
Paulhus Deception Scale (PDS). Per giungere alla forma breve a 12 item della Paulhus Deception Scale è stata inizialmente somministrata la forma breve della scala a 24 item (Di Fabio & Palazzeschi, 2013), che consentiva di rilevare le due dimensioni di impression management e autoinganno. Il formato di risposta è su scala Likert a 5 punti (da 1 = falso a 5 = vero). Esempi di item della dimensione impression management sono: «Non ho parlato male di un amico alle sue spalle»; «Quando sento le persone parlare in maniera riservata, evito di ascoltarle». Esempi di item della dimensione autoinganno sono: «Sono molto sicuro dei miei giudizi» e «Ho il pieno controllo del mio destino». L’attendibilità della versione italiana breve a 24 item (Di Fabio & Palazzeschi, 2013) della scala è di: α = .84 per l’impression management e α = .72 per l’autoinganno. Per ottenere la versione italiana della PDS è stato utilizzato il metodo della back-translation.
Big Five Questionnaire (BFQ). Come misura di validità concorrente è stata utilizzata la scala Lie del Big Five Questionnaire (BFQ; Caprara, Barbaranelli, & Borgogni, 1993). I partecipanti allo studio hanno completato interamente il BFQ. Il questionario, composto da 132 item, individua 5 dimensioni fondamentali per la descrizione e la valutazione della personalità, indicate come Energia (es. di item: «Mi risulta facile parlare con persone che non conosco»), Amicalità (es. di item: «So quasi sempre come venire incontro alle esigenze altrui»), Coscienziosità (es. di item: «Prima di consegnare un lavoro dedico molto tempo alla sua revisione»), Stabilità emotiva (es. di item: «In genere non mi irrito anche in situazioni nelle quali avrei motivi validi per farlo»), Apertura mentale (es. di item: «Sono una persona che va sempre in cerca di nuove esperienze»), ognuna delle quali consta di 24 item. È presente inoltre una sesta scala, Lie (es. di item: «Non ho mai criticato nessuno»; «Sono sempre stato assolutamente sicuro di tutte le mie azioni»), composta da 12 item, che misura la tendenza del soggetto a fornire un profilo alterato di sé. Gli item presentano una modalità di risposta su scala Likert a 5 punti (da 1 = assolutamente falso per me a 5 = assolutamente vero per me. Il coefficiente alfa di Cronbach è di: .81 per l’Energia, .73 per l’Amicalità, .81 per la Coscienziosità, .90 per la Stabilità emotiva e .75 per l’Apertura mentale, .74 per la scala Lie.
Cognitive Failure Questionnaire (CFQ). Per rilevare il fallimento cognitivo è stato utilizzato il Cognitive Failure Questionnaire (CFQ; Broadbent, Cooper, Fitzgerald, & Parkes, 1982) nella versione italiana a cura di Di Fabio e Palazzeschi (2012). Il questionario è composto da 25 item con modalità di risposta su scala Likert a 5 punti da 0 = Mai a 4 = Molto spesso. Esempi di item sono: «Legge qualcosa e le capita di non aver pensato a quello che ha letto ed è costretto a rileggere da capo?»; «Le capita di non ascoltare i nomi delle persone quando le conosce?». L’attendibilità della versione italiana della scala risulta buona, pari a .81 (Di Fabio & Palazzeschi, 2012).
Procedura
La somministrazione degli strumenti è avvenuta in maniera collettiva e nel rispetto della legge sulla privacy. L’ordine di somministrazione è stato controbilanciato per controllare gli effetti dell’ordine di presentazione.
Analisi dei dati
Prima di procedere con le analisi relative alla dimensionalità, attendibilità e validità della nuova versione breve della scala, si è proceduto ad analizzare le saturazioni fattoriali di ciascun item sulla dimensione di appartenenza. Abbiamo selezionato per la composizione della nuova scala breve gli item che mostravano una saturazione fattoriale sulla dimensione di appartenenza superiori a 0.40. La struttura fattoriale della versione italiana breve a 12 item della PDS è stata verificata con un’Analisi Fattoriale Confermativa (AFC) mediante l’utilizzo del programma statistico AMOS versione 6 (Arbuckle, 2005) con il metodo della massima verosimiglianza.
L’adeguatezza del modello è stata analizzata non solo sulla base del valore di χ2 dal momento che tale statistica risulta influenzata dall’elevata numerosità dei partecipanti, ma anche valutando altri indici di adattamento quali il rapporto tra il χ2 e i gradi di libertà (χ2/df). Valori del rapporto tra c2/gl compresi tra 1 e 3 sono considerati indicatori di un buon adattamento (Byrne, 1989; Carmines & McIver, 1981; Marsh & Hocevar, 1985). Sono stati inoltre considerati il Comparative Fit Index (CFI, Bentler, 1990) e il Tucker-Lewis Index (TLI; Tucker & Lewis, 1973) i cui valori superiori a .90 indicano una buona adeguatezza del modello (Bentler, 1990). Sono stati inoltre tenuti in considerazione anche il Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA; Browne & Cudeck, 1993) e lo Standardized Root Mean Square Residual (SRMSR; Bentler, 1995) i cui valori inferiori a .08 indicano un buon adattamento del modello ai dati (Browne, 1990). Si è inoltre proceduto a verificare l’attendibilità della PDS mediante il calcolo dell’alfa di Cronbach. Inoltre, per verificare la validità concorrente, sono state esaminate, mediante il coefficiente r di Pearson, le correlazioni con la scala L del BFQ e con il CFQ.
Risultati
Per verificare la struttura della versione italiana breve a 12 item della PDS, si è proceduto a un’Analisi Fattoriale Confermativa (AFC). Gli indici di Goodness of Fit sono riportati nella Tabella 1. Tutti gli item saturano in maniera significativa sui fattori individuati: da .40 a .56 per il fattore impression management (6 item); da .40 a .59 per il fattore autoinganno (6 item).
Tabella 1 – Analisi fattoriale Confermativa: Goodness of Fit
Relativamente agli indici considerati, la versione italiana della PDS risulta bidimensionale.
Al fine di verificare la consistenza interna dello strumento in esame sono stati calcolati i coefficienti alfa di Cronbach. Il coefficiente alfa di Cronbach è di: .83 per il fattore impression management; .71 per il fattore autoinganno. Le correlazioni positive e significative della scala Lie del BFQ maggiori con il fattore impression management (r = .46, p < .01) e minori con il fattore autoinganno (r = .31, p < .01); la correlazione inversa significativa del CFQ (r = -.34, p < .01) con il fattore auto-inganno e la correlazione inversa ma non significativa del CFQ (r = -.11, n.s.) con il fattore impression management depongono per una buona validità concorrente della scala.
Discussione
L’obiettivo del presente lavoro è stato quello di verificare le proprietà psicometriche di una versione italiana breve a 12 item della PDS in lavoratori, al fine di fornire un ulteriore contributo alla validazione dello strumento per un suo utilizzo nel contesto italiano. Si è proceduto pertanto alla verifica della dimensionalità, dell’attendibilità e della validità concorrente dello strumento.
Per quanto riguarda la dimensionalità, l’analisi fattoriale confermativa ha supportato la versione a due dimensioni del questionario precedentemente rilevata nel contesto italiano (Di Fabio & Palazzeschi, 2005; 2013), mostrando indici statistici di adeguatezza del modello soddisfacenti. Relativamente all’attendibilità del questionario, i coefficienti alfa di Cronbach relativi ai fattori impression management e autoinganno risultano soddisfacenti.
Per quanto riguarda la validità concorrente della versione italiana della scala, le relazioni positive e significative della scala L del BFQ maggiori con il fattore impression management e minori con il fattore autoinganno e la relazione inversa del CFQ con il fattore autoinganno e inversa ma non significativa con il fattore impression management depongono per una soddisfacente validità concorrente dello strumento relativamente alle misure effettuate. Il fattore impression management rispetto al fattore autoinganno appare infatti maggiormente legato ad aspetti di distorsione positiva consapevole in favore di sé tipici della scala Lie (Caprara et al., 1993), mentre il fattore autoinganno risulta inversamente associato ad aspetti di percezione cognitiva relativi a scarsa capacità di attenzione, perdita di informazioni memorizzate, distraibilità e mancanza di idee (Broadbent et al., 1992).
Dai risultati emersi dal presente studio è possibile concludere che la versione italiana breve a 12 item della PDS risulta essere uno strumento valido e attendibile per la misura delle strategie di autopresentazione anche nel contesto italiano. Tale studio presenta tuttavia il limite di aver analizzato le proprietà psicometriche della versione italiana breve della PDS esclusivamente con un gruppo di lavoratori della Toscana che non risultano rappresentativi del contesto italiano. Future ricerche dovrebbero pertanto prendere in considerazione gruppi di partecipanti maggiormente rappresentativi della realtà italiana, comprendendo lavoratori di altre aree geografiche d’Italia e anche estendendo ad altri target come, ad esempio, studenti di scuola secondaria di secondo grado o studenti universitari.
Nonostante i limiti evidenziati, la versione italiana breve a 12 item della PDS si pone all’attenzione di quanti operano nell’ambito della selezione del personale, del career counseling e dell’orientamento come uno strumento in grado di rilevare in maniera accurata le strategie di autopresentazione anche nel contesto italiano, consentendo in particolare di distinguere tra le due dimensioni di impression management e autoinganno disponendo di uno strumento particolarmente agile e facilmente applicabile nei diversi contesti.
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