Les temps de réaction et leur variabilité. Étude statistique - article ; n°1 ; vol.27, pg 215-224

Fessard

Description

L'année psychologique - Année 1926 - Volume 27 - Numéro 1 - Pages 215-224
10 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.

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• Publié par: L-annee-psychologique
• Publié le: 01 janvier 1926
• Nombre de lectures: 18
• Langue: Français

Extrait

A. Fessard
IV.Les temps de réaction et leur variabilité. Étude statistique
In: L'année psychologique. 1926 vol. 27. pp. 215-224.
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Fessard A. IV.Les temps de réaction et leur variabilité. Étude statistique. In: L'année psychologique. 1926 vol. 27. pp. 215-224.
doi : 10.3406/psy.1926.6320
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1926_num_27_1_6320IV
LES TEMPS DE RÉACTION ET LEUR VARIABILITÉ.
ÉTUDE STATISTIQUE
Par À. Fessard
Après avoir recueilli sur un sujet une série de temps de réaction,
il est d'usage de calculer la moyenne arithmétique et l'écart moyen
des résultats : nous appellerons rapidité et variabilité ces deux va
leurs. Dans certaines applications de la psychologie, on les considère
comme des caractéristiques individuelles importantes, bien que
l'on ne soit guère d'accord, ni sur leur signification véritable, ni même
sur leur importance pratique réelle.
Quoi qu'il ea soit, ces deux valeurs, d'abord si étroitement liées
•dans leur genèse., sont ensuite, et sans plus, considérées indépe
ndamment l'une de l'autre. Elles donnent lieu à des étalonnages sé
parés, çrâce auxquels ou peut assigner au sujet une place parmi
un grand nombre d'individus pris au hasard dans sa catégorie. Cette
méthode n'est guère légitime que si effectivement tous les individus
4e ce groupe de référence sont bien de la même catégorie (groupe
homogène), autrement dit si les différences individuelles n'exercent
pas d'influences systématiques appréciables sur la grandeur mes
urée.
En pratique, on se contente d'éviter les grosses causes d'hété
rogénéité : différences de race, d'âge, de sexe, etc....
Par exemple, s'il s'agit d'étalonner la variabilité d'hommes adultes
sains, on n'inclura pas de femmes, ni d'enfants, ni de malades, dans
le groupe de référence. Mais on peut également se demander si l'h
omogénéité de ce dernier n'est pas compromise par les différences
-de rapidité elles-mêmes. Inversement, l'étalonnage des rapidités
n'est-Û pas faussé par une influence systématique due à la variab
ilité ?
Ne fait-on pas alors une hypothèse gratuite en considérant les
deux quantités comme indépendantes ?
Poser cette question, c'est déjà la résoudre, car, à défaut de l'in
tuition qu'on peut en avoir, il suffit de quelques expériences pour
constater que les sujets les plus lents ont tendance aussi à se montrer
les plus variables. 216 NOTES ET REVUES
C'est pourquoi beaucoup de psychologues emploient comme me
sure de la variabilité l'écart moyen relatif, obtenu en divisant l'écart
moyen par la moyenne des temps. Mais c'est alors supposer qu'en
moyenne la croît proportionnellement à la rapidité, et
rien a priori ne justifie cette relation, adoptée uniquement parce
qu'elle est la plus simple.
Pour mettre en évidence la forme véritable de la dépendance
soupçonnée, j'ai d'abord étudié comment évoluait la moyenne des
variabilités dans des groupes de lenteur croissante, renfermant
chacun des sujets peu différents en rapidité. J'ai utilisé pour
cela des valeurs obtenues sur 2.000 candidats -machinistes, examinés
au Laboratoire psychotechnique de la Société des Transports en
Commun de la Région Parisienne. A ce propos, je remercie M. Lahy,
qui dirige ce laboratoire, de m'avoir donné Ja possibilité de me servir
de ces résultats, recueillis par un personnel technique très bien
entraîné.
La courbe obtenue, analogue à celle qu'on voit en a (fig. 1), montre
qu'incontestablement la variabilité tend à augmenter avec la len
teur.
Cette courbe, ayant été déjà décrite et commentée par M. Lahy *
et par moi-même *, la présente note a surtout pour but de fournir un
supplément de détails et de proposer un essai d'interprétation.
ÉTUDE D'UNE COLLECTIVITÉ HOMOGÈNE
Le problème qui se pose ici est celui de la corrélation entre deux
variables. Envisagé dans toute son ampleur, ce problème comporte
une double exigence : recherche de la forme générale de la dépendance,
calcul de sa force, puisque cette dépendance n'est pas parfaite, qu'elle
n'existe qu'en moyenne. Le premier point abordable que si
le nombre des mesures est assez grand ; il conduit à la construction,
par le procédé rappelé plus haut, de courbes moyennes, dites aussi
courbes de régression, qui tracent le cours de la moyenne d'une des
variables quand on fait croître l'autre. Le second point se résout
par le calcul d'un coefficient de corrélation : rapport de corrélation i\
lorsque la forme de la dépendance est quelconque, coefficient r dans
le cas particulier d'une loi linéaire ou approximativement telle.
Ces considérations théoriques rappelées, suivons-en le détail pour
traiter le cas qui nous occupe. Les calculs qui suivent se rapportent
à une collectivité, jugée suffisamment homogène, de 1.000 hommes
adultes normaux, candidats-machinistes à la S. T. C. R. P. ; mais
les valeurs auxquelles ils aboutissent sont données plutôt à titre
d'exemples que de normes absolues, certains détails techniques
ayant besoin d'être modifiés pour assurer complète satisfaction.
■1. J. M. Lahy, Recherche d'une méthode pour déterminer le rapport entre
deux valeurs relatives à des fonctions différentes fournies par un même test.
VEncêphale, XXII, 3, mars 1927.
2. À. Fessard, Application de la statistique à l'interprétation des résul
tats de quelques tests, L'Encéphale, XXII, 3, mars 1927. A. FESSARD. LES TEMPS DE REACTION ET LEUR VARIABILITE 217
Pour chacun des sujets, on possédait la moyenne T d'une série de
30 temps de réaction auditifs simples, mesurés au chronoscope de
d'Arsonval et exprimés en centièmes de seconde, ainsi que la varia
tion moyenne V, calculée à partir de T comme origine.
Comme le montrent les courbes de fréquence (en pointillé dans la
fig. 1) la distribution des rapidités (A), est presque symétrique,
alors que celle des variabilités (B) est très asymétrique.
Les principales caractéristiques des deux répartitions sont r
ésumées dans le tableau suivant, qui indique en même temps la s
ignification des symboles ultérieurement employés.
Mo. Mode 17,0 1,34
M Moyenne arithmétique.. .. 17,08 1,50
Qi Premier quartile 15,66 1,21
Me Médiane 17,00 1,45
18,35 Q3 Troisième 1,75
1/2 (Q3-Q1) Semi interquartile. 1,345 0,27
a Écart étalon 2,10 0,47
jhde la moyenne 0,067 0,015
14,55 1,03 n'°{ 1 90 > 10" et 90e centiles 19,70 2,13
On s'étonnera peut-être de la valeur centrale des temps, 17, un
peu élevée pour des réactions auditives simples ; cela tient en grande
partie aux conditions de l'expérience, effectuée sans signal d'atten
tion préalable, et avec des intervalles très irréguliers et parfois assez,
longs entre deux excitations successives. 218 JNO'XeS ET KKVÜES
Proposons-nous maintenant de représenter l'influence systéma
tique que la rapidité exerce sur la variabilité. Pour cela subdivisons
le groupe entier en sous-groupes ou classes allant de centième en
centième, et calculons, pour chaque classe, la moyenne V» et l'écart
étalon ct„ des variabilités. Nous avons le tableau suivant, d'où sont
«exclues les classes extrêmes, trop clairsemées :
— 12,5 à — 13,5 a = 28 sujets = 1,26 ff„= 0,26
— 13,5 à — 14,5 59 1,37 0,45
— 14,5 à — 15,5 124 1,32 0,35
— 15,5 à — 16,5 178 1,37 0,34
— 16,5 à — 17,5 202 1,46 0,36
— 17,5 à — 18,5 182 1,57 0,41
— 18,5 à — 19,5 105 1,77 0,50
— 19,5 à — 20,5 61 1,91 0,54
— 20,5 à — 21,5 26 1,88 0,56
C'est à l'aide de ces valeurs que la courbe moyenne Vm = / (T)
;a été construite (courbe a, fig, 1). Un procédé analogue a permis de
tracer la seconde courbe de régression Tm = / (V), représentée en ß.
Il s'en faut que tous les points de ces courbes aient la même sûreté :
leur position est soumise à des fluctuations de hasard, qui apparaî
tra