pour chaque groupe
s -vivant s A-v>vant
•• video • audio
144
peut indiquer le caractère résumé de la version. Par contre, plus l’indice croît, plus le nombre d'éléments par péripétie croît, ce qui dépiste soit le caractère élaboré de la version, soit une réten tion additive des éléments avec mauvaise rétention de la structure. Une bonne ou une mauvaise version où le rapport élément-structure s'équilibre donneront un résultat identique pour cet indice.
La moyenne obtenue est de 4.21 soit environ 4 éléments de ré tention pour une péripétie, alors que dans le texte original le rap port est de 12 pour 1. L'écart-type est de 0,87 ce qui est loin d'al ler rejoindre le rapport initial. Ainsi, dans les versions des sujets, ce n'est pas tellement la structure qui est moins bien rappelée comme le nombre d'éléments descriptifs; leurs versions condensent en quelque sorte la version originale.
On remarquera que cet indice ne traduit pas l'élaboration véri table d'un sujet, mais l'élaboration autour de la structure dans le sens du conte original. Un sujet avec un score faible pourrait fort bien avoir élaboré, mais en inventant des éléments nouveaux, parallè les à ceux du conte original, ce dont nous ne possédons pas de me sure.
5.2.1.8 - questionnaire
Pour les groupes de la présentation vidéo, la moyenne de répon ses correctes va de 4.2 à 4.8. Ainsi, après une nuit, l'image du con teur demeurait suffisamment persistante chez le sujet pour que celui-
ci puisse encore évaluer correctement des détails d'apparence exté rieure.
Les groupes de la condition audio ne pouvaient répondre qu'à la première question, ce qu'ils firent correctement dans la presque to talité des cas.
5.2.2 - Mesures de corrélation
L'analyse des intercorrélations entre les diverses mesures a été effectuée, de manière à mettre en lumière les relations inter nes entre ces mesures. La matrice des intercorrélations a été bâtie en utilisant tous les sujets sans considérer le plan factoriel; on en retrouve l'illustration au tableau 5.8, Par mesure de précaution, 12 autres matrices ont été construites, en tenant compte pour cha cune d'un niveau factoriel différent: vidéo, audio, moins vivant, plus vivant, attente négative, attente neutre, attente positive; et de conditions combinées: vidéo-moins vivant, vidéo-plus vivant, audio moins vivant, audio-plus vivant. Les valeurs accordées pour chaque corrélation demeurent dans le même ordre de grandeur, peu importe la condition considérée; par conséquent, l'examen de la matrice gé nérale des intercorrélations est fondé.
On remarque d'abord que la variable âge n'est pas interreliée à aucune autre, sauf peut-être très faiblement au nombre d'éléments de rétention (r= 0.278). La variable nombre d'objets retenus au jeu de Kim se trouve en très faible relation avec le nombre de péripé-
mesures Cons» dérées A K D Pô Pe E £/ /Pe r % A 1.000 K 0.14 3 1.000 D o. 145 0.143 |.000 Pa 0.158 0.255 0 583 1.000 Pe 0.246 0-270 O-ÛS4 0.333 I.000
E ô.z?8 O-3o3 O-Ô»(* 0.803 0-831 |.ooo
%e
0-147 O.ISI O-64S 0.193 0.ZS8 0.444 1.000
pour dl>loo , .01 à partir de r-0.254
Rxjr ce tableau et les Suivants, fi; âge, K Kûn D durée parlïes Çé: péripéties £ : éléments de rétention E /pe ; éléments / péri pétie S
ties et le nombre de parties retenues (r= 0.280, r= 0.303). Même si ces corrélations sont significatives àp^ .01 (dl>100), elles ne traduisent qu’une relation assez lointaine. En ce sens, on peut dire que les variables âge et jeu de Kim constituent des indicateurs fai bles de la rétention du conte. Il est possible qu’en ce qui concerne le jeu de Kim, le rapport soit dû à l’aspect mémoire commun qui est impliqué,
La corrélation la plus forte (r= 0.939) est observée entre le nombre de parties et de péripéties retenues. Elles constituent d’ex cellents prédicteurs l’une de l'autre. Un sujet ayant très bien re tenu un niveau structural possédera de fortes chances de bien rete nir un autre niveau structural et l'inverse.
Le nombre d'éléments de rétention est relié très fortement aux péripéties, aux parties et à la durée (r= 0.892, r= 0.809, 0,816), La relation avec la durée est facile à comprendre» à même débit, cela prend plus de temps pour dire plus de mots que moins de mots. En ce sens, le nombre d'éléments retenus est la cause, et la durée, l'effet. D'ailleurs, la relation entre la durée et le nombre de parties ou de péripéties est plus faible (r= 0,583» r= 0,6jA) tout en demeurant importante. Cependant, il est fort possible qu'en enlevant l'effet de la relation entre ces deux variables et le nombre d'éléments de rétention par une corrélation partielle, la relation faiblirait en core plus.
148
ties permettent d'affirmer que la rétention est cohérente entre les niveaux structuraux et descriptifs (éléments de rétention). Seulement, on ne peut pas affirmer qu’une meilleure rétention de la structure facilitera le repérage des différents éléments de rétention, ou qu'une "bonne mémoire des éléments entraînera une bonne mémoire de la struc ture.
L’examen des rapports de la variable "élaboration relative" (riE/nPe) se montre très intéressant. Tout en étant relié de façon importante à la durée et au nombre d'éléments de rétention (r= 0,645» r= 0.644), cette variable n'est aucunement en relation avec les par ties ou péripéties rappelées (r= 0,153» r= 0,258). La fonction éla boration ne jouerait pas au niveau de la structure, mais au niveau des élémentsj comme le nombre d'éléments croît avec la structure rap pelée, cette fonction prendrait un "plus" lorsque la structure serait bien assise, et par conséquent, le nombre d'éléments plus élevé. Une fois le dénominateur à 33 (péripéties), il ne peut croître plus, mais alors le nombre d'éléments peut croître encore, augmentant en même temps le rapport nombre d'éléments sur nombre de péripéties. En ce sens, une bonne rétention de la structure favorisera l’élaboration» alors qu'une rétention mauvaise ou médiocre de la structure, allant de pair avec une rétention des éléments médiocre ou mauvaise, n'au ra aucune influence sur la variable "résumé-élaboration".
5.2,3 - Analyse de variance
Une analyse multivariée de variance et de covariance a été com pilée, à l’aide du programme BMD 12V - Multivariate Analysis of Variance and Covariance (1), dans le but de déterminer si les groupes étaient différents et à quel niveau. Comme ce programme exige des dimensions égales pour chaque cellule, il a fallu ramener à 9 le nombre de sujets pour chaque condition, ce qui a baissé à 108 le nombre des sujets. Les sujets en trop ont été éliminés au hasard (2).
Les mêmes 7 variables utilisées dans l’étude des corrélations ont servi à cette analyse de la variance. Les résultats sont détail lés dans le tableau 5.9. La variable "conditions de présentation" (vidéo-audio) produit une différence significative (p ^.05) entre les groupes. L’examen des résultats bruts permet de préciser que la présentation vidéo favorise la rétention comparativement à la pré sentation audio.
Un rapport F quasi significatif est obtenu au niveau vivance de l'intonation ( ,10 >p >.05), de même que pour l’effet combiné de l'intonation et de la présentation. Les résultats simples indi queraient que la version moins vivante favoriserait la rétention comparativement à la version plus vivante.
Les autres résultats ne sont pas significatifs. L'attente créée n'aurait pas d'effet, non plus que les autres niveaux combinés.
150
"l3 b leao 5- 9
Analyse nnulti variée de variance avec sept variables dépendantes
source InA ( France \1 généralisé? O d.1 F dl
P 54 493 0928 7 1 AG Z. GG7 7 Ao 1 54.451 0. 8fi>3 7 1 46 Z- 03 5 7 % A 54.44 1 0.873 7 Z % C.A07
l4
180 Pl 54.450 0-864 7 1 % 2022 7 70 PA 54 503 0.8Z0 7 Z I- 34» H IÔO IA 54. 507 0-816 7 2 % 1-375 l4 |S0 PiA n(Pifl) 54. AUC, 54.304 0.850 7 Z % 1. OÎS 14 180*
**
**
* • p .05 ** : io>p> o5que trois variables dépendantes» le nombre de parties, de péripéties et d’éléments de rétention. Les résultats obtenus vont dans le même sens que ceux qui viennent d'être décrits (voir tableau 5.10).
5.2,4 - Fonctions discriminantes
De manière à déceler lesquelles des variables dépendantes pro duisaient les différences observées entre les groupes, une analyse des fonctions discriminantes a été effectuée pour chaque niveau fac toriel, à l'aide du programme BMD 05M - Discriminant Analysis- Several Groups. Ce programme a 1'avantage de pouvoir accepter des échantillons inégaux, ce qui a permis de conserver tous les sujets. De plus, il donne un coefficient généralisé de Mahalanobis qui s'utilise comme un chi-carré pour tester l'hypothèse nulle que les valeurs moyennes sont les mêmes dans les deux groupes pour les variables testées, ce qui constitue un contrôle du rapport F établi dans l'analyse de va riance.
5.2.4.1 - premier niveau» conditions de présentation (vidéo-audio)
Le coefficient de Mahalanobis obtenu est de 18.599 (dl= 7, p <( .01). La différence d'effet entre la présentation audio et vidéo est à nouveau constatée mais avec un degré de significativité plus fort.
152
Ta b leau 5.1û
Analyse multivariée de variance avec Trois variables dépendantes
source ua/''avance x ^€nerehsee/ O dl F dl
P 23.863 O-9l» 3 1 4G 3-057 3 94 1 23-852 0.92} 3 l 96 2.67 (p 3 94 A 23. 795 O.9?6 3 Z % 0.397 G 188 Pl 23. *74 O-49G 3 1 % o.|3G 3 94 PA 23- 829 0.942 3 Z 96 0-953 G 188 Ifl 23.835 0.93? 3 2 96 1. o4l G 188 PiA n(f¥)) 23-855 23.769 0.9)8 3 Z % l- 371 G 108
*
**
* • p .05 .- .10> p>.o5Ta b leau 5.11
Fonctions discriminantes pour le premier- niveau fectonêl : mode de présentation fonctions discriminantes variables dépendantes 1 e R 1. 5836S K 1.19 68 5 1 2712^4 D 0.04 74 Z 0.04770 Pa 12.49 744 12.78 759 fe 7.28756 7-2? 3)4 E. -2.64240 -Z. 45675 E/ffe 67.42543 48.25323
154
Elles se ressemblent étroitement et sont saturées sur les mêmes va riables. La plus grande saturation obtenue est au niveau de la va riable 7, soit l’indice d'élaboration, puis au niveau des variables 4 et 5 soient le nombre de parties et le nombre de péripéties rete nues. Les variables durée et éléments retenus prennent peu d’impor tance et les variables âge et jeu de Kim encore moins. Ainsi, la différence entre la présentation vidéo et audio semble reliée à la rétention de la structure et au rapport élément sur structure. L'exa men des moyennes permet d'affirmer que la rétention de la structure est meilleure pour la présentation vidéo, mais le rapport élément- structure, moindre. En effet, si le numérateur "éléments" a tendance à rester stable alors que le dénominateur "structure" augmente, le rapport diminuera.
5.2.4,2 - second niveau: vivance de l'intonation
Le coefficient de Mahalanobis obtenu est de 17.785 (dl= 7»
.02 > p > ,01). Encore une fois, la significativité est de beaucoup supérieure à celle de l'analyse de variance. On peut croire que cette plus grande acuité d'analyse est due au fait que le nombre complet de sujets pour chaque cellule a été conservé. Pour des grandeurs d'échantillons aussi petites que 10 sujets, la perte est énorme dès qu'on enlève un ou deux sujets; la nécessité de ramener les cellules à des dimensions égales a certainement affaibli l'analyse de variance.
L'effet de la vivance de l'intonation se concentre spécialement autour de trois variables dépendantes, dans l'analyse des fonctions
discriminantes (voir tableau 5.12). Il s'agit des mêmes que pour le premier niveau factoriel: indice d'élaboration, nombre de parties et nombre de péripéties. L'examen des moyennes montre que la réten tion de la structure est meilleure pour une présentation moins vi vante que plus vivante. Par contre, l'indice d'élaboration est plus grand pour la présentation moins vivante que plus vivante.
5.2.4.3 - troisième niveau: attente créée
Tout comme dans l'analyse de variance, le coefficient de Mahala- nobis n'est pas significatif (10,6? à dl= 14). Ainsi l'attente créée ne semble pas avoir d'effet. L'analyse des fonctions discriminantes a alors été essayée en considérant séparément chaque combinaison fac torielle: vidéo- moins vivant, vidéo- plus vivant, audio- moins vivant, audio- plus vivant. Le coefficient de Mahalanobis est significatif
seulement pour la condition audio- plus vivant (21.917» dl= 10, p ^.,02), L'effet de l'attente dans cette condition est dû principalement à
l'indice résumé-élaboration, et au nombre de péripéties retenues, le groupe attente positive réussissant mieux.
5.2.5 - Analyse factorielle
Pour compléter les résultats, una analyse factorielle a été effectuée sur l'ensemble des sujets, au moyen du programme BMD 08M - Factor Analysis, avec rotation orthogonale varimax. Cette analyse
156
Tableau 5-IZ
Fonctions discriminantes pour le second, niveao Factoriel 1 vivance de V intonation fbnctons discriminantes \ariables dépendant^ X. Z
R
1.63133 1-588 ZO K 1-22408 1-27-135D
004 310 0.04347 Fa 12-33I6Ô 12-57058 Pe 7-52448 7 -40 642» Ê -Z- 67726 -2-67325 e/% 64-68324 64- Z62S'Ifactorielle fut reprise pour chaque niveau et condition et même pour quatre niveaux combinés. Les résultats variant très peu, l’examen de l'analyse factorielle pour l’ensemble des sujets est fondé.
Le tableau $,13 donne les coefficients factoriels pour chaque variable. Le premier facteur est saturé positivement sur le nombre de parties, le nombre de péripéties et négativement sur l'indice d’élaboration, ce qui correspond à l'aspect résumé. Ce premier fac teur explicatif des résultats est relié à l'aspect mémoire de la structure. Le second facteur est saturé positivement sur l'indice d'élaboration, la durée et le nombre d'éléments, ce qui touche plus particulièrement à l'aspect reproduction de la version originale. Ainsi deux dimensions distinctes apparaissent dans les résultats des sujets: la rétention condensée de la structure, et un effort d'éla boration dans le but de reproduire exactement le texte entendu.
158
Tableao 5.13
Onâl'yse Factorielle
Facteurs variables dépendantes 1 Z A O.OÔ9?6 O.OZ3ZZ K 0.2.3575 ■0. »4I39 t> -0.0 >>15 0.3737? Pa 04 Z5?5 -0.184/? Pe 0.38355 -OjolTO Ê 0J&08O ô. 21271 E/Pe -0.31778 OG55435.3 - Seconde expérience
5.3.1 - Résultats simples pour chaque mesure
Les mêmes sept variables dépendantes considérées pour la pre mière expérience ont été conservées. Voici d’abord les résultats sim ples pour chacune de ces mesures dans les deux groupes (voir tableau 5.1^). Aucune différence remarquable n’est constatée. Le plus gros écart se situe au niveau de la variable riE/nPe et il s'explique si on considère que dans la condition résumé, la structure est légère ment mieux retenue et les éléments de rétention moins, ce qui maxi mise l'effet dans leur rapport.
5.3.2 - Analyse de variance
Une analyse de variance multivariée a été effectuée à l'aide du programme BMD 12V déjà mentionné. Le rapport F est de 1,3325 (dl= 7, 12) ce qui n'est pas significatif.
160
Tableau 6.14
Moyenne des mesures effectuées pour chaque groupe
variables dépendantes groupe ïTeproduchbrj groupe résume R (.rwois) 138-60 139. *3 K 10-80 U -?3 D (secondes) 434.20 40 3.64 6-50
S
25-30 28-36e
\i320 112-55 E/fe 4 CO 3-945.3.3 - Fonctions discriminantes
Par mesure de contrôle, le coefficient de Mahalanobis a été cal culé à l'aide du programme BMD 05M. Il est de 8,82 ce qui, à dl= ?, n'est pas significatif. Ainsi, on ne constate pas de différence entre le groupe contrôle et le groupe résumé, ce qui montre que les enfants ne sont pas à même de comprendre l'instruction de résumer.
162
5.4 - Troisième expérience
Les groupes d'enfants et d'universitaires de cette expérience parurent intéressés et se conformèrent sans gêne, sans timidité et même avec plaisir à la procédure.
Chez les bûcherons, ce fut plus délicat; leur timidité naturelle a pu être amplifiée par la situations un camp d’hommes versus un expérimentateur féminin. Même avant qu'il ne soit question d'expé rimentation, ils n’osaient pas aborder l'expérimentateur. Ils ont tout de même accepté avec gentillesse de participer. Cependant, lors de l'enregistrement individuel des versions, une bonne moitié des sujets n'était visiblement pas à son aise; certains suaient à grosses gouttes, pour d'autres leur voix tremblait. La tâche leur avait
pourtant été présentée avec autant de simplicité que pour les autres groupes. Il faut croire que ces hommes habitués au travail manuel et aux échanges concrets étaient peu exercés au niveau de l'expression verbale et que, contrairement aux enfants ou aux universitaires, cette tâche leur paraissait sortir énormément de l'ordinaire. Les sujets ont paru également très dépendants de l'opinion du groupe, même si les autres n'avaient pas accès à leur version. Autre point à remar quer, certains d'entre eux avaient déjà entendu conter une version similaire au conte présenté, ce qui est plausible, étant donné qu'ils
provenaient tous sans exception d'un milieu traditionnel.
Chez les universitaires, rien de spécial n'a été remarqué sauf qu'au moment du rappel, la plupart ont demandé à l'E s’il désirait un résumé ou l'histoire au complet.
5.4.1 - Résultats simples pour chaque mesure
Cinq mesures ont été conservées pour l'analyse des résultats de cette expérience» la durée de la version, le nombre de parties, le nombre de péripéties, le nombre d'éléments de rétention et nE/nPe. Le tableau 5.15 donne la moyenne de chacune de ces mesures pour les trois groupes.
On remarque une différence d'environ 90 secondes, soit une mi nute et demie, entre la moyenne des bûcherons et celle des enfants
ou des universitaires. La rétention presque parfaite de la structure (parties, péripéties) du groupe d'universitaires surclasse les autres groupes. En effet, chez les universitaires, la rétention des parties est en moyenne de 98.6 % (7.89/8) et celle des péripéties est de 95.4 % (31.78/33). Chez les enfants et les bûcherons, la rétention moyenne des parties est d'environ 80 % et celle des péripéties se
chiffre à 78.5 % pour les enfants et à 65,5 % pour les bûcherons.
Le nombre d'éléments retenus est d'environ deux fois supérieur chez les universitaires comparativement aux bûcherons, La moyenne
164 Tableau 5.15
Noyenne des mesures ePFecTuées pour chaque groupe
variables
dépencbrftfS enfants bûcherons universitaires
D (secondes) % % E 6/fe 434.2P 6-50 25-30 HQ- 20 4-6o 341-ZO é .40 2.1 -60 34-40 4-05 451 33 7-83 3b 180.00 5 • 44
chez les universitaires dépasse 46 %. Il s'agit presque du mot à mot. Pas une version ne descend en bas de 123 éléments et la meilleure est de 223 éléments.
L'indice d'élaboration est également supérieur pour les univer sitaires.
5.4.2 - Analyse de variance
Toujours à l'aide du programme BNP 12V, une analyse de variance multivariée a été compilée pour les trois groupes. Le rapport F est de 2,2118 (dl= 10, 40) est significatif à. p .05. L'examen des moyen nes montre que la différence est la plus marquée entre les universi taires et les deux autres groupes,
5.4.3 “ Fonctions discriminantes
Le programme BMD 05M donne un coefficient de Mahalanobis de 30,817 (dl= 10) ce qui est significatif à p<^.001. La significati vité est plus grande que pour l'analyse de variance probablement à cause du nombre accru de sujets, vu l'emploi permis d'échantillons de dimension différente.
Un total de trois fonctions discriminantes a été extrait (voir tableau 5.16). Ces trois fonctions à peu près semblables sont toutes
166