Variations individuelles (objectif 1)

En ce qui concerne les données rattachées à l’objectif 1, soit d’identifier les impacts individuels de l’utilisation de l’outil sur les compétences grammaticales avec et sans aide technologique, les résultats pour la compétence en orthographe grammaticale générale seront d’abord présentés. Puis, vous pourrez consulter séparément les résultats des différentes catégories grammaticales (OG2, OG3, OG4, OG5, OG6).

4.2.1.1. Compétence en orthographe grammaticale

Les données collectées respectent le postulat de sphéricité (ρ = 0,794). Une différence significative est remarquée pour l’effet principal 1 sur le nombre total d’erreurs d’orthographe grammaticale (F (2,44) = 19,61, ρ<0,001). Dans l’ensemble, la taille d’effet est de 0,471 (ɳ2 _{partiel), ce qui révèle que près de 50% des variations du} pourcentage d’erreurs d’orthographe s’expliquent par la condition de passation. Le test des comparaisons multiples de Bonferroni nous indique une différence significative plus

précisément entre la passation 1 (prétest) et la passation 3 (posttest avec réviseur) (ρ = 0,001) ainsi qu’entre les passations 2 (posttest sans réviseur) et 3 (posttest avec réviseur) (ρ <0,001). Le fait d’utiliser le réviseur orthographique à la passation 3, contrairement aux deux autres passations, semble diminuer significativement les erreurs en orthographe grammaticale de l’ensemble des participants, ce qui témoigne que l’outil utilisé est puissant, notamment en regard de la taille d’effet de près de 50%. Aucune différence significative n’est cependant observée entre la passation 1 et la passation 2. L’utilisation du réviseur orthographique à l’intérieur des activités d’écriture pendant deux mois ne semblerait donc pas avoir eu un effet sur la compétence générale en orthographe grammaticale des participants.

4.2.1.2. Accord du nom (OG2)

Le postulat de base de la sphéricité des données n’est pas respecté (ρ = 0,003). Selon la ligne de Greenhouse-Geisser, aucune différence significative ne peut être observée entre les conditions de passations et les erreurs d’accord du nom. Cela signifie que les variations du taux d’erreurs de l’accord du nom ne sont pas attribuables aux différentes passations.

4.2.1.3. Accord de l’adjectif (OG3)

Le postulat de sphéricité (ρ = 0,011) n’est pas respecté. Par contre, à la lecture de la ligne corrigée, une différence significative est remarquée pour l’effet principal 1 et le pourcentage d’erreurs d’accord de l’adjectif (F (1,44) = 9,81, ρ = 0,001). Environ 30% des variations du pourcentage d’erreurs s’expliquent par la condition de passation au

regard du êta-carré partiel (ɳ2 _{= 0,308). Le test post-hoc de Bonferroni indique une} différence significative entre les passations 1 (prétest) et 2 (posttest sans réviseur) (ρ = 0,001). L’augmentation de 12% du taux d’erreurs entre ces deux passations est donc significative (voir Tableau 22, p. 123). De plus, la différence significative entre les passations 2 et 3 (ρ = 0,034) révèle que l’utilisation du réviseur aurait un effet sur la diminution d’environ 7% du taux d’erreurs d’accord de l’adjectif (voir Tableau 22, p. 123). Ainsi, étant donné l’efficacité du réviseur à la passation 3, l’augmentation du taux d’erreurs entre les passations 1 et 2 pourrait être attribuable au fait qu’ils n’ont pas utilisé le réviseur à la passation 2. Les élèves se sont peut-être trop fiés à l’outil d’aide durant les deux mois d’utilisation en classe et ont été déstabilisés de ne plus pouvoir l’utiliser.

4.2.1.4. Accord du verbe (OG4)

Le postulat de sphéricité n’est pas respecté (ρ<0,001). En interprétant la ligne de Greenhouse-Geisser, aucune différence significative n’est perçue pour l’effet principal 1, quoique très proche du seuil de signification (F (1,25) = 3,3, ρ = 0,077). Rappelons-nous que les taux d’erreurs d’accord du verbe de l’ensemble des participants diminuent de la passation 1 (M = 26,11), à la passation 2 (M = 20,78) jusqu’à la passation 3 (M = 19,63) (voir Tableau 22, p. 123). Les données obtenues laissent croire que les différences auraient pu être significatives avec un échantillon plus grand. Précisons également que le critère d’atteinte du seuil de signification établi à 0,5% est arbitraire (Dancey et Reidy, 2016). En effet, il se peut que le design de recherche ne soit pas assez puissant et que l’effet soit faible, alors le test ne le détecte pas. Cela pourrait signifier alors que le traitement quasi expérimental aurait eu un effet positif sur la compétence à accorder un

verbe des participants et que leur compétence ne serait pas entièrement développée en raison de la diminution des erreurs avec l’utilisation du réviseur à la passation 3.

4.2.1.5. Accord du PPE (OG5)

Le postulat de base de la sphéricité des données n’est pas respecté (ρ <0,001). La ligne de Greenhouse-Geisser indique une différence significative entre les passations pour les erreurs d’accord du PPE (F (1,27) = 7,29, ρ = 0,009). La taille d’effet étant de 0,249, près de 25% des variations du pourcentage d’erreurs de PPE s’expliquent par la condition d’écriture. Plus particulièrement, une différence significative est remarquée entre la passation 1 (prétest) et la passation 3 (posttest avec réviseur) (ρ = 0,027) en regard des comparaisons appariées du test de Bonferroni. Les taux d’erreurs ont donc augmenté significativement entre ces deux passations en passant de 6,45 à 15,75% (voir Tableau 22, p. 123). L’utilisation du réviseur orthographique pourrait donc avoir un effet sur l’augmentation du nombre d’erreurs d’accord du PPE. La différence entre la passation 1 et la passation 2 est quant à elle à la limite du niveau de signification de 5% (ρ = 0,061). Avec un échantillon plus grand, il serait possible d’observer une différence significative entre ces passations, ce qui voudrait dire que l’utilisation du réviseur durant deux mois pourrait avoir un effet sur l’augmentation du pourcentage d’erreurs d’accord du PPE. D’autres facteurs, qui seront abordés dans la discussion, pourraient aussi expliquer cette augmentation.

4.2.1.6. Accord du PPA (OG6)

Le postulat de base de la sphéricité des données n’est pas respecté (ρ = 0,008). La lecture de la ligne corrigée indique qu’une différence significative est remarquée entre la condition des passations pour les variations du pourcentage d’erreurs d’accord du PPA (F (1,32) = 9,65, ρ = 0,001). La taille d’effet étant de 0,305, 30% des variations du pourcentage d’erreurs de PPA s’expliquent par la condition de passation. Plus précisément, le test de Bonferroni révèle une différence significative entre les conditions de passation 1 (prétest) et 2 (posttest sans réviseur) (ρ = 0,002) ainsi qu’entre les passations 1 et 3 (posttest avec réviseur) (ρ = 0,053), mais pas entre les passations 2 et 3 (ρ = 0,249). Cela signifie que le traitement quasi expérimental a eu un effet sur la diminution des erreurs d’accord du PPA. Cependant, l’absence d’une différence significative entre les passations 2 et 3 suggère que les élèves n’avaient plus besoin de l’outil d’aide pour effectuer ce type d’accord. Cela sera abordé en détails dans la discussion.