Test de nos hypothèses avant les attentats Afin de tester nos hypothèses en

dehors de tout contexte d’attentats, nous avons tout d’abord testé l’effet de nos variables Normes culturelles et Pression temporelle sur les participant.es ayant été interrogé.es avant le 7 Janvier 2015. Ces participant.es étaient au nombre de 107. La majorité des participant.es étaient des femmes (87%, N = 93) et l'âge moyen était de 19.14 ans (SD = 1.92, Min = 17, Max = 26). En raison de la division de notre étude initiale en deux études distinctes, nous avons conscience que notre échantillon est faible au regard du plan expérimental de l’étude (mais voir Annexe XVIII. Néanmoins, il nous paraît important d’étudier dans un premier temps, comme nous l’avions prévu, l’effet des normes et de la pression avant les attentats.

Discrimination au cours de la tâche de l’organigramme. Afin de tester nos hypothèses,

nous avons effectué une analyse de la variance visant à tester l’effet d’interaction entre les conditions de normes culturelles et de pression temporelle sur le score de discrimination obtenu avec la tâche de l’organigramme. Cette analyse a révélé un effet d’interaction Normes culturelles x Pression significatif : F(4, 97) = 2.96, p = .024, η2 = .11. Cet effet d'interaction est illustré par la figure 3.1. Nous avons ensuite effectué des analyses post-hoc en utilisant la méthode L-Matrix recommandée par Howell & Lacroix (2012). Ces analyses ont montré que l'effet de la pression temporelle n'est pas significatif dans la condition Contrôle : F(1, 97) = .09,

p = .768, η2 = .00, la condition d'assimilation: F(1, 97) = .32 , p = .572, η2 = .00, la condition de multiculturalisme: F(1, 97) = 1.66, p = .200, η2 = .02, et la condition d'égalité colorblind :

F(1, 97) = .31, p = .577, η2 = .00. Cependant, nous avons observé un effet significatif de la pression temporelle dans la condition de nouvelle laïcité: F(1, 97) = 12.99, p < .001, η2 = .13 (puissance observée = .95). En d'autres termes, les participant.es de la condition de nouvelle laïcité discriminaient davantage lorsque la pression temporelle était élevée (M = 3.86, SD = .23) plutôt que faible (M = 3.11, SD = .65). Ce résultat va dans le sens de nos hypothèses 1 et 3 en montrant d’une part que la norme de nouvelle laïcité, une fois saillante, semble augmenter les comportements de discrimination et, d’autre part, que la pression temporelle rend cette norme culturelle saillante. En revanche, ces résultats ne permettent pas de valider notre H2, dans la mesure où nous ne retrouvons aucun effet de la norme d’égalité colorblind, y compris lorsque

cette norme a été rendue saillante par la présence de pression. Toutefois, l'absence d'effet des normes d’égalité colorblind, de multiculturalisme et d'assimilation sur la discrimination est cohérente avec les résultats obtenus dans l'étude 1, et suggère que les résultats précédemment obtenus par des études utilisant le paradigme de Wolsko et al. (2000) doivent être relativisés en fonction du contexte social.

Figure 3.1. Effet des normes culturelles et de la pression temporelle sur le score de

discrimination obtenu avec la tâche de l’organigramme.

Discrimination au cours de la tâche des CV. Afin d’analyser l’effet de l’interaction

Normes culturelles x Pression temporelle sur les comportements de discrimination, nous avons calculé, pour chaque participant.e, un score de biais dans l’évaluation des deux candidates. Pour cela, nous avons soustrait le score d’évaluation de Stéphanie au score d’évaluation de Malika. Ainsi, un score de « biais » positif signifie que Malika a été mieux évaluée que Stéphanie et un score de « biais » négatif signifie que Stéphanie a été mieux évaluée que Malika. Nous avons ensuite effectué une analyse de variance testant l’effet d’interaction entre normes culturelles et pression temporelle sur ce score de biais. Les résultats n’ont pas révélé d’effet significatif de l’interaction Normes x Pression sur ce score de biais : F(4, 97) = 2.33, p = .061, η2 = .09.

Préjugés. Afin de comparer les résultats obtenus avec les scores de discrimination aux

l'effet de l'interaction des normes culturelles et de la pression temporelle sur les mesures suivantes : préjugés généralisés et attitudes envers les populations arabo-musulmanes (obtenues avec le « feeling thermometer »). Les analyses n'ont montré aucun résultat significatif de l'interaction sur les attitudes envers les arabo-musulman.es: F(4, 97) = 1.05, p = .387, η2 = .04. Cependant, l'effet d'interaction était significatif sur l’échelle de préjugés généralisés (voir la figure 3.2.) : F(4, 97) = 2.79, p = .031, η2 = .10. Les analyses post-hoc conçues pour tester les effets simples de la pression temporelle dans les différentes conditions de normes (Howell & Lacroix, 2012) montrent un pattern de résultats semblable à celui que nous avons observé avec la tâche de l’organigramme. Nous avons en effet constaté un effet significatif de la pression temporelle dans la condition Nouvelle Laïcité : F(1, 97) = 5.40, p = .022, η2 = .05. Dans cette condition, les participant.es soumis à une pression temporelle (M = 3.22, SD = .80) ont exprimé davantage de préjugés généralisés que les participant.es de la condition « sans pression » (M = 2.60, SD = .86). Cet effet est cohérent avec les résultats mis en avant par la tâche de l’organigramme (voir figure 2.2). Un effet marginal de la pression a été observé dans la condition de Multiculturalisme : F(1, 97) = 3.26, p = .074, η2 = .03.

Figure 3.2. Effet des normes culturelles et de la pression temporelle sur les préjugés

Dans cette condition, les données suggèrent que les participant.es aient exprimé moins de préjugés sous pression (M = 2.48, SD = .67) que sans pression (M = 3.18, SD = .54). Aucun effet de la pression n’a été retrouvé dans les conditions Contrôle : F(1, 97) = .70, p = .404, η2 = .01, Assimilation : F(1, 97) = 1.97, p = .164, η2 = .02, et Égalité colorblind : F(1, 97) = .28,

p = .867, η2 = .00. Prises dans leur ensemble, les analyses effectuées avant les attentats montrent qu’en dehors de tout contexte d’attentats, la norme de nouvelle laïcité, une fois rendue saillante par la pression temporelle a entraîné une augmentation de la discrimination (mesurée avec l’organigramme) et de l’expression de préjugés. Bien que ces analyses aient été réalisées sur un échantillon de petite taille (compte tenu des hypothèses), la taille de cet effet d’interaction fournit un indice objectif concernant la réalité de son existence. Ces résultats vont dans le sens de nos hypothèses 1 et 3. En revanche, aucun effet de la norme d’égalité colorblind n’a été observée. Nous ne pouvons donc pas confirmer notre hypothèse 2.