Niveau de suspicion

L’expérimentateur s’assurait, lors du débriefing, du niveau de suspicion des participants envers les manipulations réalisées. Sur une échelle en 4 points qui allait de « Absent » (1) à

« Elevé » (4). L’expérimentateur/trice indiquait le niveau de suspicion des participants à la suite du débriefing. Aucun participant n’a dû être retirés de l’analyse (c.-à-d. suspicion > 2).

1.2.2 Caractéristiques des participants

Afin d’examiner les différences entre nos deux groupes d’âge des T-tests ont été réalisés sur une série de variables (genre, éducation, vocabulaire, santé, anxiété (trait), sentiment de contrôle (trait), comparaison sociale, estime de soi (trait)) donnant une idée sur les différences entre groupes d’âge. Le nombre d’années de formation des jeunes (m = 15.53; σ = 2.02) était supérieur (p = .05) à celui des âgés (m = 12.33; σ = 2.90). Le niveau de vocabulaire des âgés (m

= 34.70) était supérieur à celui des jeunes (m = 27.88) (p<.05). Les analyses montrent également que les jeunes (m = 42.27) rapportaient une anxiété (trait) tendanciellement plus élevée (p = .064) que celle des âgés (m = 38.43). Aucune des autres variables ne différait de manière significative entre les deux groupes. Il faut encore noter que, dans cette première expérience, seule la santé subjective des âgés a été mesurée. Leur indice moyen de santé était bon (m = 1.95). Six âgés qui ont rapporté une mauvaise santé (score moyen supérieur à 3; 5 = très mauvaise santé) n’ont pas été retenus pour les analyses présentées. Enfin, les deux groupes d’âge avaient une bonne acuité visuelle (score moyen de chaque groupe inférieur à une taille de police de 7; 6 = acuité visuelle maximale) et discriminaient bien les couleurs.

1.2.3 Temps de dénomination au Stroop couleur

Dans cette partie, nous rapportons les temps de dénomination pour les différents types d’items présentés au test de Stroop. Les valeurs décrites correspondent aux temps de réponses qui

n’étaient pas associés à des erreurs de réponse (c.-à-d. lecture du mot, dénomination d’une autre couleur ou un début de réponse erronée) ou à des problèmes matériels avec la clé vocale. Un taux d’erreurs de réponse moyen a été calculé par bloc et par participant. Par ailleurs, un temps médian a été calculé pour chaque condition (e.g. congruent) et pour chaque bloc du test. Les temps inférieurs à 150 ms ou supérieurs à 3500 ms ont été exclus des analyses. Avec ces critères, 6.5% de temps de réponse ont été exclus des analyses pour les jeunes adultes et 2.9% pour les adultes âgés. A un niveau descriptif (cf. Tableau 4), il est possible de noter que la hiérarchie entre les temps de dénomination selon les types d’items est globalement conforme à ce qui est classiquement constaté dans la littérature avec ce test (voir en particulier de Ribaupierre et al., 2004)¹⁰².

Tableau 4. Temps médians de réponse (en ms) au test de Stroop couleur en fonction du groupe d’âge et de la situation de test

Note. M = mediane; σ = écart-type; Incongruent (amorcé) = mots incongruents qui étaient précédés d’autres mots incongruents amorce

Une ANOVA à mesures répétées (2 groupes d’âge * 5 types d’items) a été réalisée sur les temps de réponse médians au Stroop (cf. Tableau 4). Avec le groupe d’âge en facteur inter-sujets

102 Sur les six blocs (c.-à-d. 144 items) d’une même version du test de Stroop, de Ribaupierre et collaborateurs (2004) ont obtenu des latences de réponse dont la hiérarchie est similaire à la nôtre avec un groupe de jeunes (n = 167) et un groupe d’âgés (n = 138). On notera que les latences de réponse de ces deux groupes sont un peu plus basse dans notre étude.

et les types d’items en facteurs intra-sujets. Elle a montré un effet principal du groupe d’âge, F(1,51) = 27.82, p<.001 (ηp² = 0.35), du type d’items, F(4,48) = 72.36, p<.001 (ηp² = 0.86), et une interaction groupe d’âge * type d’items, F(4,48) = 4.88, p<.01 (ηp² = 0.29). Les âgés étaient en moyenne 159 ms plus lent que les jeunes pour donner leur réponse. Les comparaisons planifiées effectuées sur l’effet principal de l’âge pour chacun des types d’items ont montré que cette différence de latence de réponse était significative pour les cinq types d’items.

1.2.4 Niveau de l’interférence

Rappelons que nous faisons l’hypothèse d’une différence d’âge minimale en interférence dans la situation la moins menaçante pour l’identité des âgés et une différence d’âge la plus importante dans le cas où la menace identitaire est plus élevée du fait de notre validation, par la consigne donnée, des stéréotypes sur le vieillissement. Ces hypothèses ont été examinées relativement à un indice d’interférence calculé par la simple différence entre les items cibles incongruents et la ligne de base comportant des signes, ce qui constitue l’indice le plus traditionnellement utilisé. Des analyses ont cependant également été réalisées sur un indice de différence relative qui permettait un contrôle pour d’éventuelles disparités de vitesse de traitements entre jeunes et âgés. Les résultats de ces analyses complémentaires ne seront cependant mentionnés dans la suite de notre texte que lorsque leurs résultats diffèrent de manière significative des analyses présentées.

Afin de tester nos prédictions, une ANOVA à mesures répétées (2 groupes d’âge * 3 situations de test; GCNE, GCNE + FP, GCE + SV) sur l’indice d’interférence (incongruents – signes) avec les groupes d’âge comme facteurs inter-sujets et les 3 situations de test comme facteurs intra-sujets a été réalisée. Les résultats montrent (cf. Figure 5) un effet principal du groupe d’âge, F(1,51) = 8.00, p<.01 (ηp² = 0.14), ainsi qu’un effet d’interaction tendanciel groupes d’âge * situations de test, F¹⁰³(2,50) = 2.93, p = .06 (ηp² = 0.11). La décomposition de notre modèle confirme nos hypothèses. En effet, les trois contrastes orthogonaux réalisés

103 Dans notre présentation des résultats, nous mentionnerons généralement et de manière assez traditionnelle les valeurs des F dits « omnibus ». Les procédures de comparaisons multiples actuelles permettent cependant de procéder directement à des comparaisons spécifiques. La valeur de F global comportant un certain nombre de problèmes. Premièrement, la valeur globale de F distribue les différences entre les groupes sur le nombre de degré de liberté pour les groupes. Cela a pour effet de diluer la valeur de F globale dans le cas où plusieurs moyennes de groupe sont égales entre elles mais différentes d’une autre moyenne.

Ensuite, exiger un résultat global significatif a en réalité comme effet de rendre conservateurs les tests de comparaisons multiples.

Les tests ont été conçus et leurs seuils de signification établis sans qu’il soit tenu compte de la valeur F globale (Howell, 2008, p. 356).

montrent que la différence d’interférence entre âgés et jeunes n’est pas présente de manière significative dans la situation de test minimisant l’effet des stéréotypes négatifs liés au vieillissement, soit celle suivant le feed-back positif (c.-à-d. GCNE + FP), F(1, 52) = 0.86, p = .36 (d de Cohen¹⁰⁴ = 0.25) alors que le niveau d’interférence est significativement plus élevé pour les adultes âgés dans les deux autres situations de test. Pour la situation sans manipulation systématique du stéréotype négatif, soit les 3 premiers blocs (GCNE), F(1, 52) = 4.52, p = <.05 (d de Cohen = 0.56) et lorsqu’il est manipulé explicitement (GCE + SV), F(1, 51) = 14.27, p =

<.001 (d de Cohen = 0.93). Afin d’interpréter ces deux tailles d’effet, il est possible d’adopter les conventions de Cohen (1988; cité par Howell, 2008). Ainsi, pour la situation GCNE + FP, l’écart entre les moyennes de nos deux groupes d’âge est petit (d proche de .20), pour la situation GCNE, l’écart entre les moyennes de jeunes et des âgés est moyen (d >.20 et <. 80), alors qu’il est grand dans la situation GCE + SV (d >.80).

0

Figure 5: Indice d’interférence par groupe d’âge et par situation de test (moyennes et erreurs standard).

1.2.5 Indices complémentaires

Ces indices complémentaires, dérivés du test de Stroop, nous permettent de faire des inférences sur les stratégies de traitement utilisées par les participants. D’une manière globale, nous nous attendons à constater des différences dans les stratégies de traitement en fonction du groupe d’âge d’appartenance.

A. Amorçage négatif

La présence d’un effet d’amorçage négatif dans les situations de test devrait nous permettre d’exclure l’utilisation de stratégies visuelles dans le traitement des items. Nous nous attendions à ce que l’effet d’amorçage négatif soit présent dans toutes les situations pour les adultes âgés et jeunes. Une ANOVA à mesures répétées (2 groupes d’âge * 3 situations de test) sur l’indice d’amorçage négatif (incongruent amorcé – incongruent amorce) avec les groupes d’âge comme facteurs inter-sujets et les 3 situations de test comme facteurs intra-sujets a été réalisée.

Les résultats montrent uniquement (cf. Figure 6) un effet principal du groupe d’âge, F(1,51) = 4.40, p<.05 (ηp² = 0.11) et un effet tendanciel de la situation de test F(2,50) = 2.96, p = .06 (ηp² = 0.11). La décomposition du modèle en trois contrastes orthogonaux montre que la différence d’amorçage négatif entre âgés et jeunes n’est pas significative dans la situation de test minimisant l’effet des stéréotypes négatifs liés au vieillissement (c.-à-d. GCNE + FP), F(1, 52) = 0.31, p = .58 (d de Cohen = 0.14). En revanche, de manière non attendue et en désaccord avec la littérature cognitive sur la question, le niveau d’amorçage négatif est plus élevé pour les adultes âgés relativement aux jeunes dans la situation de test GCNE, F(1, 52) = 4.07, p<.05 (d de Cohen

= 0.51) et GCE + SV, F(1, 51) = 4.29, p<.05 (d de Cohen = 0.55).

B. Facilitation

Nous avons utilisé l’indice de facilitation afin d’avoir une indication sur le niveau de l’activation de la dimension distractrice des items présentés. Cet indice devrait être le reflet des bénéfices liés à une compatibilité entre la dimension cible et distractrice des items congruents. Il devrait permettre de voir si les changements dans le niveau d’interférence sont liés à des variations dans l’intensité de l’activation de la dimension distractrice. Nous ne nous attendions pas à ce que le niveau d’activation diffère entre jeunes et âgés. Une ANOVA à mesures répétées

(2 groupes d’âge * 3 situations de test) sur l’indice de facilitation (congruents – signes) avec les groupes d’âge comme facteurs inter-sujets et les 3 situations de test comme facteurs intra-sujets a été réalisée. Les résultats ne montrent aucun effet significatif. Les jeunes (m = -3.39; σ = 62.95) et les âgés (m = -13.31; σ = 90.45) avaient donc des effets de facilitation similaires. Ces résultats sont conformes à nos attentes.

C. Interférence 2

Cet indice est utilisé afin d’examiner le changement dans le niveau d’interférence lorsque un contrôle est effectué sur la vitesse de lecture. Nous nous attendons à ce que l’interférence présentée sur cet indice montre un même pattern que pour notre indice d’interférence principal.

Une ANOVA à mesures répétées (2 groupes d’âge * 3 situations de test) sur l’indice d’interférence (incongruents – mots) avec les groupes d’âge comme facteurs inter-sujets et les 3 situations de test comme facteurs intra-sujets a été réalisée. Les résultats ne montrent pas d’effets significatifs (cf. Figure 6). Malgré l’absence de valeurs significatives de nos valeurs F omnibus, les trois contrastes orthogonaux testés pour notre précédent indice ont également été testés pour ce nouvel indice d’interférence (voir Howell, 2008). Ceux-ci montrent que la différence d’interférence entre âgés et jeunes n’est pas significative dans la situation de test minimisant l’effet des stéréotypes négatifs liés au vieillissement (c.-à-d. GCNE + FP), F(1, 52) = 0.02, p = .88 (d de Cohen = 0.04) et dans la GCNE F(1, 52) = 0.04, p = .84 (d de Cohen =0.13). En revanche, le niveau d’interférence est plus élevé pour les adultes âgés dans la situation de test GCE + SV, F(1, 51) = 4.39, p< .05 (d de Cohen = 0.56).

D. Erreurs

Nous avons pris en compte le taux d’erreurs afin d’avoir une indication sur la précision du traitement de nos participants et s’assurer que les modifications dans le niveau de l’interférence ne se faisaient pas aux dépens de la précision de réponse. Nous nous attendions à ce que les âgés accordent plus d’importance à la précision de leur réponse et fassent donc moins d’erreurs que les jeunes. Une ANOVA à mesures répétées (2 groupes d’âge * 3 situations de test) sur le nombre d’erreurs avec les groupes d’âge comme facteurs inter-sujets et les 3 situations de test comme facteurs intra-sujets a été réalisée. Les résultats montrent un effet d’interaction groupe d’âge * situation de test, F(2,51) = 3.27, p<.05 (ηp² = 0.11). La décomposition du modèle en

trois contrastes orthogonaux montrent que les âgés et les jeunes ont des taux d’erreurs similaires

Figure 6: Indices d’amorçage négatif et d’interférence 2 utilisés au test de Stroop (moyennes et erreurs standard)

1.2.6 Lien entre le niveau d’interférence et les indices complémentaires

L’examen des corrélations entre indices doit nous permettre de faire des inférences sur les les stratégies utilisées (cf. Tableau 5).

Tableau 5. Corrélations entre l’indice principal d’interférence du test de Stroop et les indices complémentaires selon le groupe d’âge.

Note. ** p<.01 (2 tailed) * p<.05 (2 tailed); Interf = Interférence au Stroop (incongruents – signes); GCNE = « Groupe contrôle non évoqué »; GCNE + FP = « Groupe contrôle non évoqué + Feed-back positif »; GCE + SV = « Groupe

Tout d’abord, les résultats montrent que, dans l’ensemble, au sein de chaque groupe d’âge les deux indices d’interférence sont corrélés entre eux. Il est cependant étonnant de constater l’absence de corrélation significative pour les jeunes dans la situation GCNE. Cette absence de lien est d’autant plus étonnante que pour la même population, des corrélations sont présentes dans les autres situations de test. La condition « mot » semble donc, pour des raisons peu compréhensibles poser problème. Pour les participants jeunes, un niveau d’interférence moins élevé est uniquement en lien, de manière significative, avec un effet d’amorçage négatif dans la situation où le stéréotype est validé. Ce lien n’étant pas présent dans les deux autres situations, il est difficile de s’assurer qu’un accès à la dimension interférente des items (c.-à-d. le sens des mots) ait eu lieu pour les participants qui ont obtenus les niveaux d’interférence les plus bas. Il est ainsi difficile de savoir si la capacité d’inhibition était bien impliquée dans l’amélioration des performances dans ces deux situations. Cette absence de corrélation entre la mesure d’interférence et celle d’amorçage pourrait à première vue aller dans le sens de l’implication de deux formes d’inhibition distinctes (e.g. Kramer et al., 1994; Kieley & Hartley, 1997).

Cependant, comme nous l’avons mentionné, la prise en compte de la situation de test conduit à des conclusions un peu différentes. Les corrélations présentent dans chacun des groupes d’âge suggèrent que dans les situations GCNE et GCNE + FP, les membres de chaque groupe d’âge qui montraient le plus bas niveau d’interférence étaient également ceux qui attestaient d’un effet de facilitation plus marqué: signe que la dimension interférence des items a été plus fortement activée chez eux (pour une interprétation semblable de l’indice de facilitation cf. Salthouse &

Meinz, 1995). Dès lors, les niveaux d’interférences (incongruent – signe) similaires entre jeunes et âgés dans la situation GCNE + FP peuvent être attribués à une mise en œuvre aussi efficace dans les deux groupes de la capacité d’inhibition et pas à une activation moindre de la dimension interférente.

1.2.7 Covariations de variables non cognitives

Des T-tests¹⁰⁵ ont été réalisés sur une série de variables de nos questionnaires (c.-à-d.

anxiété (état), état de forme actuel, jugement sur les performances, effort, estime de soi (état),

105 Ces différentes mesures ont été récoltées en fin de deuxième session après que l’ensemble des manipulations expérimentales avaient été réalisées.

sentiment de contrôle (état), niveau de distraction). Les âgés rapportent un état d’anxiété plus faible que les jeunes (p<.01), se déclarent en meilleure forme qu’eux (p<.001), ont plus le sentiment de pouvoir contrôler leurs performances au test (p<.01) et affirment être moins distraits que les jeunes (p<.01). Aucun effet significatif n’a été trouvé pour les autres dimensions mesurées.

1.2.8 Rôle des différences de capacité en mémoire de travail

Cet indice est généralement utilisé dans la littérature comme un indicateur de la

« puissance » de traitement des individus (e.g. Kane & Engle, 2003) sans prise en compte des variations possibles de son niveau suivant les situations de test. Cette variable est un indicateur des ressources de traitement disponibles, à situation de test similaire, chez nos participants. Dans cette étude, cette mesure a été récoltée pour tous les participants après que le feed-back positif a été délivré (GCNE + FP), une situation de test qui était la plus favorable aux performances du groupe des âgés.