Description du test
La version du test de Stroop utilisée, développée par de Ribaupierre et collaborateurs (2004), est une épreuve d’interférence et d’amorçage négatif adaptée du paradigme de Stroop91 (1935;
Schooler, Neuman, Caplan & Roberts, 1997). Elle constitue une variante du test original dans laquelle on présente séquentiellement (item par item) aux participants des noms de couleur, de mots neutres ou de signes sans signification écrits dans des couleurs différentes. La tâche des participants consiste à dénommer le plus rapidement possible la couleur dans laquelle ces différents stimuli sont présentés. La version utilisée, informatisée, a été construite à l’aide du logiciel E-prime (Schneider, Eschman & Zuccolotto, 2002) et a été adaptée d’une tâche précédemment réalisée sur le logiciel PsyScope 1.1.1 (de Ribaupierre et al., 2004; de Ribaupierre et al., 1999). Le test comporte un total de 144 items répartis au travers de 6 blocs de 24 items chacun. Les items ont été construits à l’aide de quatre mots de couleur (bleu, rouge, vert, jaune)92, quatre suite de signes sans signification (* * * *, + + + +, ^ ^ ^ ^, " " " ") et quatre mots neutres (grave, fort, plein, neuf). Ces items sont présentés à l’écran d’ordinateur dans quatre couleurs (bleu, rouge, vert, jaune). Ainsi, cinq conditions différentes ont été créées (voir Tableau 1): une condition incongruente, deux conditions contrôle (signes sans signification et mots neutres qui sont appariés aux mots de couleur quant au nombre de lettres, au nombre de syllabes et à leur fréquence de surface), une condition de « facilitation » (items congruents) et une condition d’amorçage négatif (amorce et cible). Dans cette dernière condition, des items incongruents ont été volontairement groupés par paires et présentés successivement afin d’induire un effet d’amorçage négatif. Ce dernier consiste en la dénomination de la couleur d’un
91 Il faut cependant mentionner que l’on doit l’origine de ce paradigme à l’Allemand Erich Rudolf Jaensch et que la contribution de Ridley Stroop a d’avantage consisté en l’introduction du test au sein de la psychologie américaine (Jensen & Rohwer, 1966; cf.
aussi MacLeod, 1991).
92 Ces couleurs ne sont pas similaires aux 5 couleurs originellement utilisées par Stroop mais sont un héritage direct des modifications réalisées sur le test par Thurstone (Jensen & Rohwer, 1966).
Les fraises poussent dans le dos
mot de couleur (cible) qui a été présenté comme distracteur à l’item précédent (amorce). Les caractéristiques des mots utilisés ainsi que la construction des items sont décrites de manière détaillée dans de Ribaupierre et al. (2004).
Tableau 1. Résumé des conditions au test de Stroop couleur
Conditions Cible (couleur ou Note: Les 24 items d’amorces de la condition d’amorçage négatif (dans l’exemple rouge) sont également utilisés dans les analyses comme condition incongruente. Ce test comporte 50% d’items incongruents et 16.67% d’items de chaque condition contrôle (signe sans sens et mots neutres).
Procédure du test
Le Stroop couleur commence par une phase de familiarisation de 9 items suivis de la partie de test qui comprend 144 items. Chaque stimulus est présenté au centre de l’écran, sur un fond noir en utilisant des couleurs différentes (bleu, rouge, vert, jaune) et une taille de police Arial 48.
Chaque item était précédé d’un point de fixation qui apparaissait durant 1000 ms et d’une pause de 800 ms. Les items restaient affichés jusqu’à ce que le participant donne sa réponse oralement à l’aide d’une clé vocale. L’expérimentateur, présent lors de la séance de test, notait également les éventuelles erreurs de réponses sur un protocole prévu à cet effet. L’ordre de présentation des stimuli au sein de chaque bloc, constant pour tous les participants, a été établi selon une séquence pseudo-aléatoire afin de s’assurer que chaque bloc contienne un nombre comparable d’items de la même condition, que deux items de la même condition ne se suivent jamais afin de contrôler pour d’éventuels effets d’amorçage positif ou négatif. Ainsi, seule la condition d’amorçage négatif, dans laquelle deux items incongruents étaient successivement présentés, fait exception.
L’ordre de présentation des 6 blocs pour chaque participant était effectué de manière aléatoire pour chaque participant.
Indices
Les variables dépendantes utilisées pour le test de Stroop sont le temps de dénomination de la couleur et le nombre d’erreurs. Ces dernières sont soit des erreurs dites « Stroop » (lecture du mot à la place de dénommer la couleur) soit des erreurs « matérielles » (e.g. problème de sensibilité de la clé vocale qui force le participant à répéter sa réponse, raclement de gorge, etc.).
Les variables dépendantes utilisées sont: le temps de réponse médian des participants calculé par type d’items et par bloc pour les réponses correctes et les erreurs « Stroop ». A partir des temps bruts, des indices d’interférence, d’amorçage et de facilitation ont été calculés de différentes manières (voir Tableau 2):
Tableau 2. Résumé des indices utilisés au test de Stroop couleur
Simple différence Différence relative Indice d’interférence I Incongruents – signes [(incongruents)-(signes)] / (signes)
Indice d’interférence II Incongruents – mots neutres [(incongruents)-(mots neutres)] / (mots neutres)
Indice d’amorçage négatif amorcés – amorces [(amorcés)-(amorces)] / (amorces)
Indice de facilitation signes – congruents [(signes) – (congruents)] / congruents Note. Le calcul d’un indice de différence relative permet de tenir compte du ralentissement global dans le temps de réponse des personnes âgées.
Nous présentons dans la suite de cette partie du texte, chacun des indices de manière détaillée:
INTERFÉRENCE 1 (Incongruents – signes) – Comme déjà mentionné, l’interférence fait référence à la compétition de réponse entre la dénomination et la lecture (MacLeod, 1991). Cet indice d’interférence est mesuré par la différence entre le temps de dénomination d’une ligne de base (c.-à-d. signes) et celui mis dans une condition incongruente. Dans leur étude princeps des effets du vieillissement sur le test de Stroop, Comalli et collaborateurs (1962; cf. aussi Van der Linden et al., 1999; Van Boxtel, ten Tusscher, Metsemakers & Jolles, 2001) reprennent les conditions originales utilisées par Ridley Stroop (1935, étude 2) et calculent l’indice d’interférence le plus utilisé qui réside dans une comparaison entre la condition d’incongruence (lecture / dénomination) et une condition contrôle qui consiste en la dénomination de « patchs rectangulaires » de couleur (Jensen & Rohwer, 1966; MacLeod, 1991). Dans le cadre de la
littérature sur le vieillissement, et afin de contrôler pour les différences dans la vitesse de traitement entre jeunes et âgés, une variante de cet indice calculé sous forme de différence relative a été utilisé (e.g. Dulaney & Rogers, 1994; Hartley, 1993; Spieler et al., 1996;
Verhaeghen & de Meersman, 1998).
INTERFÉRENCE 2 (Incongruents – mots) – Ce second indice d’interférence est obtenu en soustrayant au temps de dénomination des items incongruents, le temps mis pour une ligne de base qui consiste en la dénomination de mots neutres par rapport à la couleur. Cette condition, originellement utilisée dans une étude de Klein (1964) permet un contrôle de l’association sémantique entre les deux dimensions. Cette condition qui se distingue par le degré d’association avec la condition cible a l’avantage de contrôler pour la vitesse de lecture (Borella et al., 2008;
Davidson et al., 2003; de Ribaupierre et al., 2004,). La corrélation entre cet indice et notre indice principal d’interférence sera calculée afin d’examiner la nature de leur lien. Afin de contrôler pour les différences de temps de vitesse de traitement entre jeunes et âgés, une variante de cet indice sous forme de différence relative a également été utilisée.
AMORÇAGE NÉGATIF (Incongruent amorcé – Incongruent amorce) – Un indice d’amorçage négatif peut être calculé par la soustraction aux items incongruents amorcés, des items amorces (e.g. Van der Linden et al., 1999). La présence d’un effet d’amorçage négatif atteste qu’un traitement sémantique des distracteurs a été accompli. Une corrélation négative entre le niveau de l’amorçage négatif et celui de l’interférence indique que les individus qui montraient les meilleures performances au test étaient ceux qui inhibaient mieux l’information interférente (voir Maria-Beffa et al., 2000; Long & Prat, 2002). Plus généralement, le paradigme de l’« amorçage négatif », utilisé dans la littérature afin d’étudier les liens entre attention et mémoire, est à l’origine issu du test de Stroop (MacLeod & MacDonald, 2000; MacLeod et al., 2003). En effet, dans leur examen des effets de présentations successives des items au test de Stroop sur l’interférence au test, Dalrymple-Alford et Budayr (1966; cités par MacLeod et al., 2003) ont mis en évidence une augmentation du délai de réponse et du taux d’erreurs quand un item apparaissait dans la couleur du mot qui devait être ignorée à l’item précédent (par exemple le mot VERT imprimé en rouge suivi du mot BLEU imprimé en vert). Ces chercheurs ont attribué cette augmentation de l’interférence à la suppression du mot pendant la dénomination de couleur qui
conduit à la « non-disponibilité temporaire » de cette réponse (p. 1241; cités par MacLeod &
MacDonald, 2000, p. 389). Ce phénomène a par la suite été « revivifié » par un ensemble de recherches (Neill, 1977; Lowe, 1979; Tipper, 1985; cités par MacLeod et al., 2003) et est devenu une tâche cognitive fréquemment utilisée (MacLeod et al., 2003). L’amorçage négatif, à l’instar de l’effet Stroop, a souvent été utilisé comme un support pour le concept d’inhibition. (Milliken
& Tipper, 1998; cités par MacLeod & MacDonad, 2000; Hasher, Stoltzfus, Zacks & Rympa, 1991). Dans le cadre du vieillissement, des études se sont directement intéressées à l’effet d’amorçage négatif qui a été pris comme un indicateur du déclin de la capacité d’inhibition avec le vieillissement (e.g. Hasher et al., 1991). Quelques études ont directement inclu une condition d’amorçage négatif au sein du test de Stroop (Borella et al., 2009; de Ribaupierre et al., 2004;
Kieley & Hartley, 1997; Little & Hartley, 2000; Van der Linden et al., 1999). Ces études ont mis en évidence des niveaux équivalent d’amorçage chez les jeunes et les âgés. Cependant, les recherches n’ont généralement pas rapporté de lien entre l’indice d’interférence au Stroop
(Incongruents – signes) et celui d’amorçage négatif (Incongruent amorcé – Inconguent amorce). De tels résultats vont dans le sens de deux mesures qui font référence à des processus distincts (Kieley &
Hartley, 1997; Van der Linden et al., 1999). Nous examinerons dans ce sens la corrélation entre notre indice d’interférence principal et celui d’amorçage négatif, afin de vérifier si un processus commun est impliqué. Cependant, cet indice d’amorçage négatif a pour nous comme fonction principale d’être utilisé comme un indicateur du niveau de traitement sémantique des mots au test de Stroop (Besner, 2001 ; Maria-Beffa, 2000; Long & Prat, 2002;) et de garantir ainsi que le changement constaté dans le niveau d’interférence n’est pas dû à l’utilisation d’une stratégie de suppression de la lecture, l’absence d’un effet d’amorçage pouvant être une indication que le participant adopte une stratégie de traitement des items (par exemple une « stratégie visuelle ») qui ne passe pas par un contrôle de l’interférence (e.g. Maria-Beffa, 2000). Plus spécifiquement, l’amorçage négatif devrait directement dépendre de l’efficacité des processus attentionnels mis en jeu dans les différentes situations. Ainsi, plus la focalisation sur la dénomination de la couleur sera forte et les processus de traitement efficaces, plus l’amorçage négatif est susceptible d’être élevé (Kane & Engle, 2003; Long & Prat, 2002). Dans ce sens, Long et Prat (2002) ont montré que les individus à empans élevés réputés comme ayant des processus attentionnels plus efficaces montraient un amorçage négatif plus élevé alors que leur niveau d’interférence était diminué relativement aux empans bas.
FACILITATION (congruents – signes) – L’indice de facilitation donne une indication sur le niveau d’activation de la dimension distractrice des items présentés au Stroop. Nous nous attendons à ce que le niveau de l’activation ne varie que très peu en fonction du groupe d’âge (voir Hartley, 1992). Cet indice est obtenu par le calcul d’une différence entre le temps mis dans une condition incongruente et celui dans une condition congruente. L’idée d’une mesure de la facilitation au test de Stroop résulte de la formulation d’une hypothèse complémentaire à celle d’interférence.
Ainsi, si le « mot erroné » (c.-à-d. incongruent) peut ralentir la dénomination de couleur, le « mot correct » (c.-à-d. congruent) devrait améliorer les performances de dénomination (MacLeod, 1991). Des items congruents, non inclus dès l’origine du test, sont apparus avec la version item par item du test (cf. Dalrymple-Alford & Budayr, 1966; cités par MacLeod, 1991). Il faut mentionner que cet ajout peut avoir un effet sur la structure générale du test et sur les temps de dénomination des items incongruents (Kane & Engle, 2003; mais voir aussi Davidson et al., 2003; MacLeod, 1998). En effet, ces items peuvent contribuer à renforcer le mode de réponse
« lecture » et ainsi augmenter la complexité de la tâche de dénomination de la couleur (Kane &
Engle, 2003). Les études avec des populations jeunes montrent que l’ampleur de la facilitation mise en évidence dépend de la condition contrôle utilisée. Ainsi certaines études (e.g. Dunbar &
MacLeod, 1984; cités par MacLeod, 1991) trouvent des effets très similaires entre la condition congruente relativement à une ligne de base constituée de croix (XXXX) alors que d’autres mettent en évidence des effets de facilitation généralement moins élevés que ceux d’interférence (MacLeod, 1991).
Une grande partie des modèles explicatifs du test de Stroop, notamment ceux en termes de traitement parallèle (Cohen, Dunbar & McClelland, 1990; Lindsay & Jacoby, 1994; Logan, 1980), expliquent l’interférence et la facilitation par un processus commun variant en intensité.
Ce postulat a été critiqué de manière répétée par MacLeod et collaborateurs (MacLeod, 1991;
MacLeod, 1998; MacLeod & MacDonald, 2000) qui considèrent que ce sont deux processus distincts. Ils soulignent dans ce sens l’asymétrie entre ces deux processus puisque l’effet d’interférence est plus important que l’effet de facilitation. De plus, à l’appui de cette hypothèse des études ont montré que des variations dans les caractéristiques de la tâche avaient une influence sur l’effet d’interférence mais pas sur celui de facilitation. Lowe & Mitterer (1982;
cités par MacLeod, 1998) ont montré qu’une augmentation de la proportion d’items congruents conduisait à une augmentation du taux d’interférence alors que ces changements n’avaient pas
d’effet sur la facilitation. Une autre étude de MacLeod (1998) a montré que le niveau d’interférence décroissait avec la quantité d’apprentissage et selon les versions du test utilisées (intégrée vs séparée) alors que la facilitation était relativement indépendante de ces variations
« contextuelles ». Les temps parfois plus rapides constatés dans la condition congruente dans certaines études sont alors vus comme le reflet (artefact) de lectures du mot commises par erreur dans la condition congruente (MacLeod & MacDonald, 2000). Davidson et collaborateurs (2003, étude 2), qui ont également étudié les effets d’apprentissage, ont obtenu des résultats similaires à ceux de MacLeod avec une population âgée pour laquelle l’indice de facilitation ne variait pratiquement pas au cours de l’apprentissage alors que l’indice d’interférence utilisé décroissait.
Les jeunes et les âgés ne se distinguaient ainsi pas dans leurs profils d’apprentissage. Afin d’avoir une indication sur ce lien au sein de nos données, nous examinerons la corrélation entre notre indice principal d’interférence et l’indice de facilitation. Nous adopterons ici l’approche de Melara et Algom (2003; voir aussi Chajut & Algom, 2003) qui ont montré, dans leur étude systématique des variations du contexte de la tâche que la disparité entre facilitation et interférence est «malléable ». La « discriminabilité » se réfère à la saillance des différentes dimensions composant le stimulus (c.-à-d. couleur et mot) et au rapport (balance) entre ces différentes dimensions (structure de la tâche). La dimension la plus discriminable va interférer avec la dimension qui l’est moins. Dans la situation classique au Stroop, la lecture (plus discriminable93) interfère ainsi avec la dénomination (moins discriminable). Ainsi, la plus grande discriminabilité de la lecture du mot relativement à la dénomination de la couleur est le résultat de choix faits lors de la construction de la tâche. Par exemple, Algom et collaborateurs (1996;
voir aussi Melara et Algom, 2003) ont montré qu’en modifiant la saillance de la couleur on pouvait obtenir un effet Stroop inversé, à savoir une interférence de la couleur du mot sur sa lecture. Ainsi, la saillance n’est pas une propriété interne à la tâche, mais est le reflet du poids de traitement accordé aux différents composantes de la tâche (couleur-mot) dépend de l’interaction avec l’environnement de test (en particulier dans la définition de priorités de traitement par les consignes données) (Chajut & Algom, 2003). La relation entre ces deux dimensions varie selon le contexte de la tâche. Ainsi l’asymétrie constatée, entre le temps de dénomination de la couleur et la lecture du mot, ne représenterait qu’un cas particulier et nous nous intéresserons aux changements dans l’indice de facilitation suivant la situation de test. Cette relation devrait
93 Ce concept se distingue de celui d’« automaticité », fréquemment utilisé, par le fait que la discriminabilité d’une dimension d’un stimulus n’est pas liée à un apprentissage préalable mais à la structure de la tâche (Melara & Algom, 2003).
également permettre de déterminer si les variations de performances selon la situation de test sont en lien avec l’adoption d’une stratégie de suppression de la lecture par nos participants (pour une perspective similaire en lien avec les effets d’apprentissage cf. Davidson et al., 2003).
ERREURS – Certains chercheurs ont constaté des différences de lien entre vitesse et précision avec l’avancée en âge au test de Stroop (Rush et al., 1987; voir aussi Klein et al., 1997). Les âgés devraient faire moins d’erreurs que les jeunes dans certaines situations de test du fait de leur tendance à adopter une attitude plus précautionneuse (Botwinick, 1966; Hess & Emery, 2008;
Schaie, 1974). Notre analyse des erreurs visera tout d’abord à s’assurer que les variations situationnelles dans les temps de réponse ne se font pas aux dépens de la précision des réponses.
De manière plus spécifique, nous supposons également, en suivant certaines recherches (Hess &
Emery, 2008; Seibt & Forster, 2004), qu’un mode de réponse plus précautionneux (c.-à-d.
évitement des erreurs) sera le plus présent quand les stéréotypes négatifs sur le vieillissement sont les plus activés. La présence de corrélations entre l’indice d’interférence principal et le taux d’erreurs pour la population âgée serait une indication de l’adoption d’une telle stratégie.