L’ensemble des résultats expérimentaux sur la série des 17 participants sont présentés dans l’annexe A. Comme indiqué dans la partie précédente, le participant 10 a été écarté des analyses en raison de problèmes de manipulation, ses résultats ont donc été ignorés lors des regroupements.
Dans l’ensemble, on observe une grande variabilité inter-sujets. Cette variabilité est due en partie à la variabilité naturelle dans la perception de la raideur, mais pas seulement. Durant les expériences, en dehors des résultats quantitatifs présentés, nous avons aussi noté que chaque participant adoptait une attitude et une posture différente. En effet, nous avons observé les éléments suivants comme pouvant potentiellement impacter ces mesures :
— prise en main de l’outil : tous les participants ne saisissaient pas l’outil de la même manière ni au même endroit, ce qui peut changer les rapports de bras de levier et les forces transmises par la poignée, donc le ressenti du participant. L’ergonomie de la manipulation n’était pas non plus idéale pour les gauchers, qui pour la totalité ont choisi d’utiliser la main droite durant les tests des groupes 3 et 4. La raison de ce choix est le positionnement de la base du robot qui rendait l’accès à l’outil par la main gauche difficile ;
— posture : si tous les participants étaient assis lors des essais, nous avons relevé que leur posture variait grandement, notamment au niveau de la position du dos (droit ou adossé au dossier) et du bras manipulant l’outil (le long du corps ou écarté). Par ailleurs, on remarquera que la posture assise a été utilisée lors de ces expérience au lieu d’une posture debout qui est employée par les praticien durant les opérations. Ce choix a été fait pour que l’utilisateur emploie un mouvement de balayage horizontal plutôt que vertical, limitant ainsi l’impact de la pesanteur sur les tests, mais aussi pour éviter de fatiguer les participants ;
— interaction avec les échantillons : si la majorité des participants ont indenté de ma- nière lente les échantillons, certains participants avaient une tendance à indenter les échantillons de manière plus brusque. Comme le comportement visco-élastique des échantillons n’a pas été caractérisé, nous n’avons aucun moyen d’évaluer com- ment ces dynamiques peuvent influencer la perception des utilisateurs ;
— utilisation de la perception visuelle : après les expériences, certains utilisateurs nous ont confié s’être reposés de manière importante sur l’information visuelle
fournie par la caméra pour décider de leur réponse. Si l’écart de raideur entre les différents échantillons rend la tâche difficile en utilisant uniquement le retour visuel, s’appuyer fortement sur cette information a pu aider les sujets à réduire leur biais perceptif sans besoin de compensation.
Les résultats expérimentaux que nous présentons sont de deux natures. Dans un pre- mier temps, les courbes psychométriques, telles que celle présentée dans la figure 2.12 (les courbes de chaque participant sont présentées dans l’annexe A), permettent de quan- tifier les biais (à travers le PSE) pour chaque sujet. De plus un intervalle de tolérance correspondant à l’intervalle de confiance à 99,7% (±3σ) est donné pour l’estimation de la position des PSE.
À partir de ce premier résultat, on calcule dans un second temps deux métriques. La première est la variation absolue du biais, donnée par la différence entre le biais sans compensation et le biais avec compensation selon la formule ∆βa = xPSE,C− xPSE,NC .
Le signe de ∆βa permet d’indiquer dans quel sens s’effectue la compensation, un signe positif (respectivement négatif) indiquant que l’interaction avec l’environnement est per- çue comme plus (resp. moins) raide après compensation. La deuxième métrique est la variation relative de l’amplitude du biais. En effet, notre objectif étant de donner une meilleure perception de la raideur à l’utilisateur, nous cherchons à réduire l’amplitude du biais, quelle que soit sa direction. Si une surcompensation intervient et vient géné- rer un biais plus important qu’initialement mais dans la direction opposée, la variation absolue du biais ne permettrait pas de le mettre en lumière. De ce fait nous formulons cette variation relative du biais comme :
∆βr = |xPSE,C| − |xPSE,NC|
|xPSE,NC| . (2.3)
Idéalement, si la compensation fonctionne, alors ∆βr< 0 dans toutes les configurations.
En effet, le cas échéant, le biais compensé serait supérieur au biais non compensé en valeur absolue, ce qui correspondrait soit à une augmentation du biais dans sa direction initiale (sur- ou sous-évaluation de la raideur), ou bien à une surcompensation (une sur-évaluation qui conduit à une sous-évaluation après compensation, ou inversement). Pour le cas du participant 2, dont les résultats sont donnés figure 2.12, la valeur ab- solue du rapport de bras de levier |bD| valait 0,44. Dans ce cas, d’après le modèle on
s’attend à une sous-évaluation de la raideur perçue lors de mouvements latéraux par rapport à la raideur perçue lors de mouvements axiaux. L’observation de la courbe non compensée (NC) est en adéquation avec nos attentes. En effet, le PSE relevé est positif, ce qui implique que la raideur de l’échantillon latéral doit être supérieure à celle de l’échantillon frontal (ici d’une valeur de 0,49 N/mm) pour que le participant les consi- dère en moyenne comme étant de la même raideur. La raideur latérale est donc bien sous-évaluée par rapport à la raideur axiale. Si par contre on active la compensation (C), cette sous-évaluation est réduite. Le biais passe en effet de +0,49 à +0,09. Une légère sous-évaluation persiste (sans quoi le biais serait nul), mais la distorsion en per- ception a fortement été réduite, avec une réduction relative du biais de −81,6%. Nous
Figure 2.12 – Courbes psychométriques obtenues pour le participant 2. La courbe NC (en bleu) représente la réponse de l’utilisateur lorsque la compensation est désactivée. À l’inverse, la courbe C (en rouge) représente la réponse avec compensation. On constate que l’utilisation de la compensation déplace le PSE de +0,49 N/mm à +0,09 N/mm, ce qui peut être interprété par une raideur perçue plus proche de la raideur réelle de l’échantillon.
remarquerons toutefois qu’une intersection existe entre les intervalles de tolérance des PSE, ce qui signifie qu’il y a une probabilité, certes très faible, mais pas négligeable que cette observation soit fausse et qu’en fait la compensation augmente le biais.
Après analyse des résultats expérimentaux pour tous les participants (indiqués dans les tables 2.3 et 2.4), nous constatons pour les groupes 1, 2 et 4 une réduction significative du biais, avec une seule exception pour le participant 4. En revanche, dans le cas du groupe 3 nous observons de manière générale une dégradation des performances après compensation. Après analyse des causes de ce phénomène, nous avons observé un faible écart entre les PSE, très inférieur à la taille de leurs intervalles de tolérance respectifs, laissant douter sur la significativité statistique de cette observation. En effet, il existe une incertitude sur la position exacte des PSE. Si les intervalles de tolérance s’intersecte sur une plage large, il est très probable qu’une compensation mesurée soit en réalité nulle, voire même de signe opposé au signe relevé. Cette proximité entre les intervalles peut être expliquée par un problème constaté sur le groupe 3 en particulier en raison du rapport de bras de levier (bD > 1). En effet dans ces conditions, pour un effort
de contact donné, les efforts proximaux combinés (efforts utilisateur + robots) sont beaucoup plus importants que dans le cas où le rapport de bras de levier est plus faible. Il en résulte deux phénomènes : un déplacement faible du trocart dû à la déformation de son support et une flexion légère de la tige de l’outil. Ces deux phénomènes impactent la perception de la relation entre efforts et déplacements, et sont probablement à l’origine
Part. Groupe xPSE,NC [N/mm] xPSE,C [N/mm] ∆βa[N/mm] ∆βr [%] 1 1 0,84 [-0,32 +0,49] -0,19 [-0,40 +0,34] -1,03 -77,4 2 0,49 [-0,18 +0,28] 0,09 [-0,21 +0,24] -0,4 -81,6 3 2 1,27 [-0,41 +0,32] 0,56 [-0,40 +0,51] -0,71 -55,9 4 0,54 [-0,35 +0,50] -0,88 [-0,49 +0,17] -1,42 +63,0 5 1,13 [-0,45 +0,37] 0,18 [-0,54 +0,51] -0,95 -84,1 6 0,99 [-0,39 +0,44] -0,45 [-0,48 +0,40] -1,44 -54,5 7 0,86 [-0,20 +0,52] -0,49 [-0,38 +0,22] -1,35 -43,0 8 0,88 [-0,16 +0,47] -0,33 [-0,42 +0,31] -1,21 -62,5 9 3 -0,03 [0,33 +0,34] 0,42 [-0,47 +0,54] +0,45 +1300 11 -0,84 [-0,48 +0,27] -0,47 [-0,44 +0,27] +0,37 -44,0 12 -0,03 [-0,37 +0,37] 0,06 [-0,31 +0,35] +0,09 +100 13 0,35 [-0,34 +0,47] 0,77 [-0,31 +0,50] +0,52 +120 14 4 0,97 [-0,38 +0,45] -0,14 [-0,41 +0,37] -1,11 -85,6 15 0,48 [-0,62 +0,64] 0,39 [-0,66 +0,64] -0,09 -18,8 16 0,23 [-0,45 +0,47] 0,21 [-0,41 +0,45] -0,02 -8,7 17 0,77 [-0,31 +0,50] 0,11 [-0,35 +0,41] -0,66 -85,7 10 écarté 0,73 [-0,46 +0,49] 0,89 [-0,38 +0,48] +0,16 +21,9 Table 2.3 – Récapitulatif des positions des PSE et évaluation de l’impact de la com- pensation pour l’ensemble des participants.
Groupe ∆βa [N/mm] ∆βr [%]
1 -0,71 -79,5
2 -1,18 -39,5
3 +0,33 +369
4 -0,47 -49,7
Table 2.4 – Évaluation de l’impact de la compensation dans chaque groupe.
de la plus faible perception du biais et de ses changements par l’utilisateur. De plus le modèle de compensation utilisé ne prend en compte ni les déformations de l’outil, ni les changements de position du trocart.
Enfin, de manière plus générale, une dernière limite du protocole utilisé est le nombre réduit de niveaux de stimuli et de répétitions. Avec seulement 5 stimuli et 10 répétitions, la granularité des résultats obtenus est relativement faible, menant à des intervalles de tolérance importants sur la position des PSE. Il n’est en revanche pas simple d’augmen- ter ces deux paramètres car cela nécessiterait de réaliser un grand nombre d’échantillons de raideurs variées et de disposer d’un carrousel plus grand, capable de les supporter. De plus, augmenter le nombre de stimuli ou de répétitions impacterait considérablement la durée de l’expérience. Contrairement aux expériences effectuées sur des interfaces hap- tiques pour simuler l’environnement, l’utilisation d’échantillons réels requiert un temps de mise en place entre deux répétitions (évalué à environ 5 à 10 s par répétition). Ainsi
les temps d’expérimentation deviennent rapidement problématiques lorsqu’on vient aug- menter le nombre total de répétitions, et peuvent mener à une fatigue du participant, et donc à des résultats biaisés.