A
NALYSE DES MESURES DU JUGEMENT
FOK
(
REALISATION SUR LES ITEMS NON RAPPELES
OU SUR TOUS LES ITEMS
)
CHEZ DES SUJETS
DYSEXECUTIFS
1. PROBLEMATIQUE ET HYPOTHESES
Le paradigme de jugement FOK a été très longtemps l’outil de prédilection pour l’évaluation du processus de monitoring en métamémoire chez les patients cérébro-lésés. Les travaux ont été initiés par Janowsky et al. (1989a). Ces auteurs ont utilisé la procédure de Hart (1965) et la corrélation non paramétrique Gamma (« Goodman-Kruskal gamma correlation », voir Goodman & Kruskal, 1954 ; Nelson, 1984) afin d’évaluer le jugement de reconnaissance item-par-item des sujets. Par la suite, en raison de difficultés méthodologiques liées à cet indice (voir chapitre 2 partie 3.2.1.3), l’évaluation de ce paradigme a été enrichi avec l’utilisation d’une autre mesure, le coefficient Hamman (Schraw, 1995). Ces 2 indices sont utilisés afin d’évaluer la précision des jugements FOK. Pour certains auteurs (Souchay et al., 2000 ; Schnyer et al., 2004), ils sont considérés comme interchangeables car les résultats obtenus avec ces 2 mesures sont compatibles. Cependant, ces mêmes auteurs indiquent que ces indices fournissent des informations distinctes et complémentaires. Ainsi « the Hamman coefficient reflects the degree to which FOK judgments and recognition performance agree, while the gamma reflects the degree to which FOK ratings and recognition performance vary together and therefore has been described as a measure of “association” rather than accuracy » (Schnyer et al., 2004). De ce fait, dans certaines études, on relève des différences quant aux résultats de ces 2 indices alors même qu’ils sont sensés analyser le même paradigme métamnésique. Par exemple, dans une étude menée par Souchay et al. (2004) auprès de sujets âgés, les résultats à l’indice Hamman permettent de différencier les 2 groupes de sujets alors que l’indice Gamma n’est pas significativement différent. Les auteurs suggèrent que l’indice Hamman serait plus sensible que l’indice Gamma pour le jugement
FOK. Ils basent leurs conclusions sur le fait que leurs résultats avec l’indice Hamman sont plus fortement corrélés avec les mesures de fonctionnement exécutif chez les sujets âgés que l’indice Gamma. C’est d’ailleurs ce que retrouvent Schmitter-Edgecombe et Anderson (2007) dans une étude auprès de patients traumatisés crâniens modérés à sévères.
Par ailleurs, toujours dans l’évaluation de ce paradigme, il a été proposé par certains auteurs (Souchay, Isingrini, Clarys, Bernard & Eustache, soumis) de réaliser une correction de l’indice Gamma afin de pallier aux difficultés méthodologiques de cette mesure. Il a ainsi été proposé de procéder à la correction de Snodgrass et Corwin (1988). En effet, ces auteurs font référence à un article de Souchay et al. (2000) et indiquent que « this modified Gamma value (…) was found to be highly correlated to the non-modified Gamma value (r = 0.90 ; p < .001; n = 61) ». C’est d’ailleurs le choix que nous avons fait dans notre deuxième expérience.
En outre, lorsqu’il est fait un inventaire des études utilisant ce paradigme (voir tableau 8.1), on relève une variété de procédures méthodologiques utilisées. Ainsi, la plupart des auteurs proposent d’évaluer ces jugements à partir d’analyses binaires (réponses oui/non) mais certains, plus récemment, conseillent une évaluation à partir d’analyses ordinales sur une échelle en plusieurs points. Schmitter-Edgecombe et Anderson (2007) considèrent que l’analyse à partir d’une échelle ordinale (dans leur étude, « 7x2 ») sera meilleure car plus influencée par les capacités de mémoire épisodique que l’utilisation d’une échelle binaire (oui/non). « (…) because the ability to make finer discriminations regarding the likelihood that a solicited target is retained in memory and will be recognized at a later time requires greater reliance on the ability to conduct an effortful, deliberate search of clues available in memory. ». Le passage par des analyses ordinales était déjà pratiqué lors de l’évaluation de certains paradigmes métamnésiques chez des sujets sains (voir Koriat, 1993 ; Izaute et al., 1996 ; Souchay & Isingrini, 2004b).
Tableau 8.1 : inventaires des études réalisées auprès de patients cérébro-lésés frontaux ayant utilisé le paradigme de jugement FOK
Etudes Sujets Mode d’évaluation du jugement FOK
Shimamura et Squire, 1986
Patients amnésiques (dont korsakoffs) Sujets sains appariés
FOK en 4 points (avec 1 = high, 2 = medium, 3 = low, 4 = pure guess)
Corrélation Gamma (calcul binaire)
Janowsky et al., 1989a
Exp. 1 et 2
Patients frontaux focaux Patients korsakoffs
Patients présentant d’autres amnésies Sujets sains appariés
FOK en 4 points (avec 1 = high, 2 = medium, 3 = low, 4 = pure guess)
Corrélation Gamma sans information sur le
mode de calcul
Schnyer et al., 2004 Patients frontaux Sujets sains appariés
FOK en 4 points (avec 1 = pure guess, 2 = low, 3 = medium, 4 = high)
Corrélation Gamma + Coefficient Hamman
(réduits à 2 alternatives – calcul binaire) Pinon et al., 2005 Patients cérébro-lésés frontaux
dysexécutifs Sujets sains appariés
FOK en 6 points (avec 0% = definitely won’t recognise, 20% = 20% sure, 40% = 40% sure, 60% = 60% sure, 80% = 80% sure, 100% = definitely will recognise)
Corrélation Gamma + Coefficient Hamman
(réduits à 2 alternatives – calcul binaire) Pinon et al., à
paraître
Patients frontaux focaux Sujets sains appariés
FOK en 2 points (oui/non)
Corrélation Gamma + Coefficient Hamman
(calcul binaire) Schmitter-
Edgecombe et Anderson, 2007
Patients traumatisés crâniens Sujets sains appariés
FOK en 7 points (avec 1 = “I am not at all sure that my answer is correct” et 7 = “I am absolutely sure that I will recognize the correct answer”)
Indice Gamma + Indice Hamman avec calcul
ordinal (7 x 2)
Après avoir fait un tour d’horizon des modes de calculs du paradigme de jugement FOK, il s’avère que les données analysées peuvent varier également en fonction du choix méthodologique. Ainsi, certains auteurs suggèrent une plus grande validité des mesures lorsque l’analyse de l’indice Gamma est réalisée sur tous les items et non seulement sur les mots non rappelés. Par exemple, Izaute et al. (1996) indiquent que les résultats de leur étude « montrent que la précision du sds [sentiment de savoir] individuel peut varier d’un extrême à l’autre selon les items considérés et la nature du test mnésique utilisé. Ainsi, les estimations fournies par [leurs] sujets concernant les items préalablement ratés ne prédisent absolument pas leur performance à un test de reconnaissance à choix forcé (…). Cependant, les
prédictions de la performance mnésique au test de reconnaissance s’améliorent considérablement quand on tient compte de tous les items testés y compris ceux ayant déjà donné lieu à une réponse correcte lors d’un test de rappel antérieur (…). ». Dans nos précédentes expériences, nous avions fait le choix de suivre la procédure proposée par Hart (1965) qui consistait en l’évaluation du jugement FOK seulement pour les items non rappelés. Dans notre troisième condition expérimentale, nous avons décidé de réaliser une analyse du jugement FOK sur tous les items présentés, qu’ils aient été rappelés correctement ou non dans un test de rappel différé. Ces considérations sont partagées par Koriat (2003) « (who) has argued that by requiring FOK judgments only on incorrect trials, the experimenter has intervened in the monitoring calibration process by providing a critical piece of information that may now be incorporated. (…) Nonetheless, it will be important in future studies to evaluate FOK without regard to recall accuracy ». (Schnyer et al., 2004).
Ces considérations témoignent d’une grande variabilité des mesures d’évaluation du paradigme de jugement FOK. Nous avons déjà fait état d’une fragilité de certaines mesures métamnésiques au sein d’un groupe de patients dysexécutifs (voir Expérience 3), alors se pose la question de la validité de ces analyses et du choix des mesures en fonction de ce qui est recherché.
Les hypothèses spécifiques que nous souhaitons mettre à l’épreuve des faits dans ce travail sont les suivantes :
1- Compte tenu des résultats observés dans l’Expérience 2 de notre travail, à savoir des anomalies du processus de monitoring métamnésique en phase d’acquisition et non de récupération chez des patients dysexécutifs, nous ne devrions pas trouver de différence entre les mesures de précision des patients et des contrôles de notre étude.
2- Compte tenu des remarques formulées par Izaute et al. (1996) sur l’intérêt de procéder à une analyse du jugement FOK sur tous les items contrairement à ce qui est réalisée classiquement, nous nous attendons à ce que les mesures de jugement FOK, pour un groupe de sujets contrôles et de patients dysexécutifs, ne révèlent pas les mêmes informations que ces mesures soient réalisées sur les items non rappelés ou sur tous les items à la fois. Cependant, il nous est difficile, compte tenu de l’absence de données en la question, de juger de l’influence de ces modifications dans la comparaison des résultats de précision entre nos 2 groupes de sujets.
3- Compte tenu des observations de Souchay et al. (2004) et Schmitter-Edgecombe et Anderson (2007) concernant des différences entre les indices d’évaluation de la précision des jugements FOK ainsi que de la suggestion Schmitter-Edgecombe et Anderson (2007) sur l’intérêt de recourir à des analyses ordinales plutôt que binaires, les variations méthodologiques devraient avoir une incidence sur les résultats des sujets et ainsi sur les analyses intra-groupes.
L’intérêt de ce travail est d’explorer la fragilité des mesures de métamémoire et plus particulièrement des mesures évaluant le jugement FOK. En effet, nous avons déjà suggéré ce point dans l’expérience précédente (Expérience 3) avec la mesure d’allocation du temps d’étude qui diffère dès lors que l’on change quelques sujets dans l’étude, et ce même si la procédure et les critères d’inclusions sont similaires.
2. METHODE
2.1. Les patients dysexécutifs
Le groupe de patients cérébro-lésés incluait 20 patients indemnes d'antécédents neurologiques et psychiatriques (dont 16 hommes). Tous étaient porteurs de lésions cérébrales frontales (imagerie par résonance magnétique et/ou tomodensitométrie cérébrale). Les lésions étaient isolées, unilatérales gauches pour 4 patients, unilatérales droites pour 2 patients et bilatérales pour 4 patients, les 10 autres patients présentaient des lésions diffuses. L’origine lésionnelle était traumatique pour 14 patients et vasculaire pour 6 patients (voir tableau 8.2). Le délai post-lésionnel moyen était de 295 jours soit 9.8 mois (étendue : 14 – 1201 ; écart- type : 342). Au moment de l’évaluation tous étaient porteurs d’un syndrome dysexécutif cliniquement diagnostiqué (voir annexe 5.1) et confirmé par les tests neuropsychologiques (au minimum 2 épreuves sur les 8 proposées étaient échouées en comparaison avec les performances de notre groupe de sujets contrôles). Ils ne présentaient pas de déficits perceptifs visuels et auditifs, ni de troubles de nature phasique susceptibles de perturber leur compréhension des consignes, les tâches métamnésiques utilisées ici étant exigeantes (score dans la normale au Boston Diagnostic Aphasia Examination : supérieur ou égal à 12 en exécution d’ordres, supérieur ou égal à 8 en raisonnement logique et en compréhension écrite de phrases).
Tableau 8.2 : Description des patients dysexécutifs frontaux
Patient Age Années de scolarité
Délai post- lésionnel (j)
Etiologie Site des lésions (TDM ou IRM) 1 25 9 139 TC Bi-fronto-pariétal, temporal droit 2 52 17 1201 Vasculaire Bi-frontal
3 23 13 721 TC Bi-frontal, corps calleux 4 20 10 408 TC Bi-frontal, temporal gauche 5 62 20 14 TC Frontal droit
6 48 9 23 Vasculaire Fronto-pariéto-temporal droit 7 27 12 165 TC Frontal gauche, pariétal droit 8 17 9 128 TC Frontal gauche
9 31 14 42 TC Fronto-temporal gauche 10 22 9 52 TC Frontal gauche
11 35 9 887 TC Bi-frontal, temporal gauche 12 47 14 49 TC Bi-fronto-temporal
13 31 10 30 TC Frontal gauche
14 42 10 428 Vasculaire Fronto-pariéto-occipital gauche 15 42 10 31 TC Bi-frontal
16 33 10 155 TC Bi-frontal, temporal droit, corps calleux 17 25 9 496 TC Frontal gauche
18 34 12 206 Vasculaire Bi-frontal, corps calleux 19 58 12 30 Vasculaire Frontal droit
20 23 13 699 Vasculaire Fronto-temporo-occipital gauche
2.2. Les sujets de contrôle
Afin de tenter de préciser ce qui peut être imputé à la pathologie frontale dans nos différentes tâches, nos avons également examiné un groupe de 20 sujets contrôles sans antécédent neurologique ou psychiatrique (dont 15 hommes). Les principales caractéristiques socio-démographiques des 2 groupes sont résumées dans le tableau 8.3. Ce tableau regroupe également les statistiques confirmant l’appariement des populations.
Tableau 8.3 : Caractéristiques descriptives des 2 groupes de sujets (test U de Mann-Whitney). Sujets contrôles
(n = 20)
Patients dysexécutifs (n = 20)
Moyenne Ecart-Type Moyenne Ecart-Type Valeur de p Age Moyenne (écart-type) Etendue 33.5 ans 16-61 (12.7) 34.8 ans 17-62 (13.1) ns Années d’études Moyenne (écart-type) Etendue 11.5 ans 9-20 (2.6) 11.5 ans 9-20 (2.7) ns
2.3. Comparaison des groupes
Les comparaisons des performances métamnésiques au paradigme de jugement FOK des patients frontaux et des contrôles ont été réalisées au moyen du test de Mann-Whitney au seuil p < .05, les conditions d’application des techniques paramétriques n’étant que rarement réunies (la normalité des distributions de performances recueillies a été éprouvée à l’aide du test de Kolmogorov-Smirnov). Les analyses intra-groupes ont été étudiés à l'aide du test de Wilcoxon au seuil de significativité p < .05. Les relations entre les différentes mesures d’évaluation du jugement FOK ont été appréciées en utilisant le test de corrélation de Spearman au seuil p < .05. Les analyses spécifiques seront décrites au cours de l’exposé des résultats.
Dans un premier temps, nous allons comparer notre groupe de patients cérébro-lésés avec notre groupe de sujets contrôles puis nous allons comparer les mesures de métamémoire entre elles.
2.2. Matériel
Pour cette expérience, nous avons utilisé le protocole 3 (voir présentation des diverses manipulations expérimentales proposées, chapitre 5 partie 1.3) dans lequel le temps d’étude en phase d’acquisition était libre et le jugement FOK, à l’issue du rappel différé à 20 minutes, était réalisé sur tous les items, même ceux évoqués correctement en phase de rappel.
Il nous est ainsi possible de calculer les mesures de jugement FOK en tenant compte de tous les items mais également, comme lors des expériences précédentes seulement pour les items non rappelés.
Nous avons par ailleurs retenu différents indices afin d’évaluer la précision des jugements FOK :
- L’indice Gamma et l’indice Hamman (voir mode de calcul chapitre 2 partie 3.2.1.3).
- L’indice Gamma corrigé (Snodgrass & Corwin, 1988) a été calculé après avoir corrigé les 4 alternatives possibles en ajoutant 0.5 à chacune d’entre elles : (a) reconnaissance correcte pour les items prédits rappelés, (b) reconnaissance incorrecte pour les items prédits être reconnus, (c) reconnaissance correcte pour les items prédits ne pas être reconnus et (d) reconnaissance incorrecte pour les items prédits ne pas être reconnus. Puis nous avons divisé par N + 1 (N étant le nombre total de jugements oui ou non).
- L’indice Gamma 2x6 a été calculé en suivant la procédure proposée par Souchay (2000). Le calcul de cet indice est basé sur le même principe que celui exposé dans
le chapitre 2 (partie 3.2.1.3). Toutefois, ce calcul diffère quelque peu car l’échelle de prédiction utilisée est constituée de 6 réponses possibles (0% - 20% - 40% - 60% - 80% - 100%) et non plus 2 (oui/non). L’indice Gamma doit donc être calculé dans une table 2x6 [(Bonnes réponses – Mauvaises réponses) x (les 6 échelles de prédiction)]. Dans ce cas, le calcul de l’indice Gamma correspond à une analyse des relations d’ordre entre 2 variables (ici, le type de réponse et la prédiction) et varie ainsi entre –1 et +1. L’indice Gamma correspond au calcul suivant : Gamma 2x6 = [P(A et B même ordre) – P(A et B ordre différent) / P(A et B même ordre) + P(A et B ordre différent)], avec P : Probabilité, A : variable de prédiction et B : variable du type de réponse.
En référence au schéma ci-dessous (schéma issu de Souchay (2000)) : P(A et B même ordre) correspond à la Σ nij N+ij avec N+ij.
P(A et B ordre différent) correspond à la Σ nij N-ij.
Si nous prenons un exemple avec un sujet qui présent le type de réponses suivantes : Prédictions (A) 0% 20% 40% 60% 80% 100% Mauvaises réponses 0 3 5 0 0 0 Type de réponses (B) Bonnes réponses 0 3 2 1 0 1
Le score de Gamma 2x6 sera de .189, avec :
P (A et B même ordre) = [(0x7) + (3x4) + (5x2) + (0x1) + (0x1) = 22] et P (A et B ordre différent) = [(0x6) + (0x6) + (0x5) + (5x3) + (3x0) = 15], soit un score de Gamma 2x6 = [(22-15)/(22+15) = .189].
- L’indice Gamma 2x3 a été calculé en suivant la même procédure avec une échelle
de prédiction en 3 points (de 0 à 20% - de 40 à 60% - de 80 à 100%). Ainsi pour l’exemple précédent, le sujet aura un indice Gamma 2x3 de .063.
Les réponses du sujet peuvent être résumées de la façon suivante : Prédictions (A) 0% à 20% 40% à 60% 80% à 100% Mauvaises réponses 3 5 0 Type de réponses (B) Bonnes réponses 3 3 1 P (A et B même ordre) = [(3x4) + (5x1) = 17] et P (A et B ordre différent) = [(1x6) + (3x3) = 15],
soit un score de Gamma 2x3 = [(22-15)/(22+15) = .063].
3. RESULTATS
3.1. Comparaison des performances au paradigme de jugement FOK des 2 groupes de sujets
Nous avons comparé les performances au paradigme de jugement FOK des 2 groupes de sujets en fonction de la condition expérimentale d’analyse des mesures de précision. Le profil de prédiction est similaire entre les 2 groupes, aucune différence significative n’a été notée (voir tableau 8.4).
Tableau 8.4 : Performances (moyennes et écarts-type) des patients frontaux dysexécutifs et des contrôles aux mesures de précision du jugement FOK (test U de Mann-Whitney)
Sujets Contrôles
Patients Frontaux Conditions Mesures
Moyenne Ecart-Type Moyenne Ecart-Type
Valeur de p FOK (Items non rappelés) Précision FOK - indice Gamma - indice Gamma corrigé - indice Gamma 2 x 3 - indice Gamma 2 x 6 - indice HC 0.2 -0.1 0.2 0.4 -0.2 (0.9) (0.6) (0.8) (0.8) (0.7) 0.4 0.1 0.3 0.4 -0.1 (0.6) (0.6) (0.8) (0.5) (0.5) ns ns ns ns ns FOK (Tous les items) Précision FOK - indice Gamma - indice Gamma corrigé - indice Gamma 2 x 3 - indice Gamma 2 x 6 - indice HC 0.5 0.5 0.7 0.6 0.5 (0.6) (0.4) (0.4) (0.5) (0.4) 0.8 0.6 0.7 0.6 0.4 (0.3) (0.3) (0.5) (0.5) (0.4) ns ns ns ns ns
Note : les données correspondent aux scores moyens (écart-type) pour chaque groupe. Les valeurs du p données ici sont celles obtenues avec le test U de Mann Whitney ; (n.s.) = non significatif.
Afin de déterminer si la précision de nos groupes de sujets était différente du hasard, les indices ont été comparés à 0 en utilisant des analyses de moyennes, comme cela a été pratiqué par Schnyer et al. (2004). Cette analyse ne montre pas de différence significative lorsque les mesures prennent en compte seulement les items non rappelés par contre toutes les mesures sont significativement différentes du hasard dès que l’analyse est effectuée sur tous les items (voir annexe 5.2).
3.2. Comparaison des mesures d’évaluation du paradigme de jugement FOK pour chaque groupe de sujets en fonction de la condition expérimentale proposée
Nous avons comparé les mesures de prédiction et de précision du jugement FOK en fonction de nos conditions expérimentales, à savoir une analyse réalisée seulement sur les items non rappelés ou sur tous les items proposés. Toutes les mesures sont significativement différentes en fonction de la condition expérimentale chez le groupe de sujets dysexécutifs. Nous notons que les indices Gamma, Gamma 2x3 et Gamma 2x6 ne sont pas différents pour les sujets contrôles en fonction de la condition d’analyse, cela s’explique par le nombre d’observations insuffisantes (seulement 6 observations ont pu être comparées en raison du mode de calcul impossible pour de nombreux sujets). Les données sont résumées dans le tableau 8.5.
Tableau 8.5 : Comparaison entre les mesures de FOK selon le mode de passation (test de Wilcoxon)
Condition FOK item-par- item non rappelés
Condition FOK sur tous les items
Sujets Mesures
Moyenne Ecart-Type Moyenne Ecart-Type
Valeur de p Sujets contrôles Précision FOK - indice Gamma - indice Gamma corrigé - indice Gamma 2 x 3 - indice Gamma 2 x 6 - indice HC 0.2 -0.1 0.2 0.4 -0.2 (0.9) (0.6) (0.8) (0.8) (0.7) 0.5 0.5 0.7 0.6 0.5 (0.6) (0.4) (0.5) (0.5) (0.4) ns <.0001 ns ns .0002 Patients dysexécutifs Précision FOK - indice Gamma - indice Gamma corrigé - indice Gamma 2 x 3 - indice Gamma 2 x 6 - indice HC 0.4 0.1 0.3 0.4 -0.1 (0.6) (0.5) (0.8) (0.5) (0.5) 0.8 0.6 0.7 0.6 0.4 (0.3) (0.3) (0.5) (0.5) (0.4) ns .0002 .04 .01 .0005
Note : les données correspondent aux scores moyens (écart-type) pour chaque groupe. Les valeurs du p données ici sont celles obtenues avec le test de Wilcoxon ; (n.s.) = non significatif.