Influence de l'expression de la certitude et du sentiment de savoir sur le traitement de l'information et la décision dans une tâche de reconnaissance mnésique - article ; n°2 ; vol.73, pg 535-554

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L'année psychologique - Année 1973 - Volume 73 - Numéro 2 - Pages 535-554
Summary
Subjects' scores in a recognition test were compared when subjects were required to indicate their judgments a) of certainty and b) of « feeling of knowing » with which their responses were made (rating method) and in a control condition where no such judgments were given (binary method). In this recognition experiment, in which subjects acted as their own controls, it was found that the indexes of discriminability (d') obtained under the two conditions using the rating method, differed significantly from those obtained in the control condition. These results raise doubts about the notion, postulated by signal detection theory, that rating and binary methods are theoretically equivalent.
Résumé
Dans une expérience de reconnaissance mnésique, on compare les performances des sujets, lorsqu'ils doivent exprimer un jugement de certitude ou de sentiment de savoir sur leurs réponses (procédure d'estimation) et lorsque cette possibilité ne leur est pas donnée (procédure binaire). On montre qu'en reconnaissance les indices d' de discriminabilité, obtenus dans les deux conditions d'estimation, diffèrent significativement des indices recueillis en condition contrôle. Ces résultats remettent en question l'équivalence théorique postulée par la théorie de la détection du signal entre les procédures d'estimation et les procédures binaires.
20 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.
Publié le : lundi 1 janvier 1973
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Pierre Lecocq
Influence de l'expression de la certitude et du sentiment de
savoir sur le traitement de l'information et la décision dans une
tâche de reconnaissance mnésique
In: L'année psychologique. 1973 vol. 73, n°2. pp. 535-554.
Abstract
Summary
Subjects' scores in a recognition test were compared when subjects were required to indicate their judgments a) of certainty and
b) of « feeling of knowing » with which their responses were made (rating method) and in a control condition where no such
judgments were given (binary method). In this recognition experiment, in which subjects acted as their own controls, it was found
that the indexes of discriminability (d') obtained under the two conditions using the rating method, differed significantly from those
obtained in the control condition. These results raise doubts about the notion, postulated by signal detection theory, that rating
and binary methods are theoretically equivalent.
Résumé
Dans une expérience de reconnaissance mnésique, on compare les performances des sujets, lorsqu'ils doivent exprimer un
jugement de certitude ou de sentiment de savoir sur leurs réponses (procédure d'estimation) et lorsque cette possibilité ne leur
est pas donnée (procédure binaire). On montre qu'en reconnaissance les indices d' de discriminabilité, obtenus dans les deux
conditions d'estimation, diffèrent significativement des indices recueillis en condition contrôle. Ces résultats remettent en question
l'équivalence théorique postulée par la théorie de la détection du signal entre les procédures d'estimation et les procédures
binaires.
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Lecocq Pierre. Influence de l'expression de la certitude et du sentiment de savoir sur le traitement de l'information et la décision
dans une tâche de reconnaissance mnésique. In: L'année psychologique. 1973 vol. 73, n°2. pp. 535-554.
doi : 10.3406/psy.1973.28003
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1973_num_73_2_28003Année psychol.
1973, 73, 535-554
Laboratoire de Psychologie expérimentale de l'Université Lille III
INFLUENCE DE L'EXPRESSION DE LA CERTITUDE
ET DU SENTIMENT DE SAVOIR
SUR LE TRAITEMENT
DE L'INFORMATION ET LA DÉCISION
DANS UNE TÂCHE DE RECONNAISSANCE MNÉSIQUE
par Pierre Lecocq
SUMMARY
Subjects' scores in a recognition test were compared when subjects
were required to indicate their judgments a) of certainty and b) of « feeling
of knowing » with which their responses were made (rating method) and
in a control condition where no such judgments were given (binary
method). In this recognition experiment, in which subjects acted as their
own controls, it was found that the indexes of discriminability (d') obtained
under the two conditions using the rating method, differed significantly
from those obtained in the control condition. These results raise doubts
about the notion, postulated by signal detection theory, that rating and
binary methods are theoretically equivalent.
Depuis quelques années, de nombreux auteurs se sont atta
chés à définir les relations qui pouvaient exister entre la certi
tude exprimée par les sujets et diverses activités psychologiques
induites par la situation expérimentale : détection, décision,
perception, mémoire, résolution de problèmes.
Ainsi, on a constaté que le jugement de certitude, en tant
qu'expression de la probabilité a posteriori de la présence ou de
l'absence d'un signal, pouvait, d'une part, sauvegarder plus
d'information dans l'observation que ne le faisait une réponse
de type binaire s'établissant d'après une seule valeur critique,
et était, d'autre part, en relation monotone avec le rapport de
vraisemblance déterminant les divers critères de décision du
sujet. Dans ces conditions, l'expression de la certitude de la 536 MÉMOIRES ORIGINAUX
réponse pouvait servir de manière économique à construire la
courbe d'efficacité du récepteur (ROC : receiver operating charact
eristic, v. Swets et coll., 1961). On pouvait toutefois s'interroger
sur le fait de savoir si cette expression de la certitude était
psychologiquement neutre, c'est-à-dire si elle était un pur
constat, ou si, au contraire, elle n'amplifiait pas de manière
rétroactive certaines activités psychologiques de type central,
dont l'expérimentation nous permettait d'inférer l'existence.
A notre connaissance, peu d'auteurs ont abordé ce problème,
les chercheurs préférant, pour des raisons opérationnelles évi
dentes, admettre une équivalence théorique, justifiée par le
modèle de la décision statistique, entre les procédures binaires
de réponses (oui-non) et les procédures d'estimation de la cert
itude des réponses (rating). On notera cependant que Green et
Swets (1966, p. 41) sont conscients du caractère tout à fait
théorique de cette prise de position, et qu'ils suggèrent dans leur
livre, de travailler à apporter la preuve empirique de cette équi
valence. C'est un des objectifs de l'expérience que nous rappor
tons. En effet, certains résultats expérimentaux nous ont conduit
à émettre quelques doutes sur la neutralité psychologique du
jugement de certitude.
Une expérience de Broadbent (1961) montrait en effet que, si
l'on demandait aux sujets d'exprimer leur certitude dans une
situation où il s'agissait de détecter un signal apparaissant sur
un bruit de fond, on n'observait pas dans les limites temporelles
de l'expérience la détérioration de la performance qu'on constat
ait, par contre, dans une situation normale. A cet égard, deux
hypothèses explicatives sont possibles : ou bien l'expression de
la certitude par le sujet l'entraîne à rendre optimale sa prise
d'information en élevant son niveau de vigilance (activation des
analyseurs perceptifs), ou bien elle modifie son critère de décision
en augmentant sa prise de risque. Si la première hypothèse est
vraie, le nombre de réponses correctes doit augmenter ou se
maintenir, par contre le nombre de fausses alarmes doit diminuer,
ce qui revient à admettre un accroissement de la détectabilité du
signal. Si la seconde hypothèse est vraie, c'est le nombre total
de réponses (correctes et incorrectes) qui doit augmenter, puisque
dans le cas d'un simple changement de critère, la TDS (théorie
de la détection du signal) montre que la discriminabilité du signal
ne varie pas, et qu'à toute augmentation du nombre d'accepta
tions correctes correspond une corrélative du P. LECOCQ 537
nombre de fausses alarmes. Comme Broadbent ne rendait compte
dans son expérience que des détections justes, il était difficile de
décider en faveur de l'un ou l'autre terme de l'alternative.
Binford et Loeb (1966), dans une situation de même type, ont
montré, par contre, que les sujets exprimant leur certitude obte
naient plus de réponses correctes et moins de réponses erronées
que leurs homologues du groupe contrôle. Ceci irait plutôt dans
le sens de la première hypothèse, mais, d'une part, les différences
obtenues ne sont pas significatives, d'autre part, les sujets
étaient avertis que, en plus d'une récompense attribuée à chacun
d'entre eux à l'issue de l'expérience, un lot de 20 dollars sup
plémentaires irait au meilleur observateur. Dans ces conditions
il est difficile de comparer cette situation expérimentale à la
précédente.
Dans une expérience de Noizet (1966), les sujets ont à discr
iminer deux segments de droite dont la longueur diffère légère
ment. Le plan d'expérience comporte deux variables indépen
dantes croisées : expression ou non de la certitude, registre de
deux ou trois réponses possibles (plus petit, plus grand, égal).
Les résultats montrent que ce sont les sujets qui ne disposent
que de deux réponses, sans pouvoir exprimer leur certitude, qui
sont les plus précis. Ce résultat est en contradiction avec le
précédent et va dans le sens d'une simple modification du critère
de décision.
Dans une épreuve de mémoire, Tiberghien (1971) utilise
trois groupes expérimentaux. Dans le premier (Go) les sujets
procèdent à un rappel sans expression de la certitude, dans le
second (Gx) les sujets peuvent utiliser une échelle de certitude
en 6 points, allant de « certitude assez faible » à «
absolue », dans le troisième (G2) les sujets disposent d'une échelle
permettant d'exprimer des degrés de doute plus importants
(« certitude nulle »). Les sujets sont appariés sur un critère de
prise de risque. L'auteur constate :
— ■ que le nombre moyen de réponses augmente quand on per
met aux sujets d'exprimer leur certitude ;
- — que le nombre de réponses correctes s'accroît légèrement ;
— ■ que le d'intrusions (fausses alarmes) augmente de
façon beaucoup plus importante.
Les analyses effectuées sur l'évolution de la certitude lors
du déroulement temporel du rappel et les résultats donnés ci- 538 MEMOIRES ORIGINAUX
dessus l'amènent à conclure que, dans les conditions de l'expé
rience, l'expression de la certitude agit sur l'activité du sujet,
en modifiant son critère de décision bien plus qu'en favorisant le
processus de saisie de l'information.
Comme on peut le voir, les résultats expérimentaux décrits
ci-devant sont assez contradictoires. L'objectif de l'expérience
que nous rapportons est d'essayer de savoir si, dans une épreuve
Z(Slb)
-1 -2
I 1.00
^S*^ —2 MOC /
CERT _>^ /
\* CONT P(Sls) /
.50 - -o Z(Sls)
d'-z(slb)-z(sls)
.00 [ 1.00
P(Slb)
Fig. 1. — Dans cette figure, nous présentons, à titre d'hypothèse une
MOG symétrique par rapport à la diagonale négative (distributions normales,
du Bruit et du Signal + Bruit et variances égales des deux distributions).
L'étoile marque le point de coordonnées hypothétique du groupe Contrôle
par rapport à la MOC du groupe Certitude : ce point est déterminé par la
probabilité d'acceptations correctes — P(S/s) — et la probabilité de fausses
alarmes — P(S/6). La MOC est construite à partir des mêmes probab
ilités, calculées pour chaque niveau de l'échelle utilisée, et cumulées à chaque
échelon. Si l'on utilise une échelle en 10 points, on disposera de 9 points de
coordonnées pour construire la MOC, ces 9 points étant fortement inte
rdépendants. Enfin, on peut approcher la valeur de d' de manière graphique,
en projetant le point d'intersection de la MOC et de la diagonale négative
sur d' : d' les = coordonnées Z(S/6) — Z(S/s). z. Nous Toutefois, pouvons on alors pourra calculer être plus approximativement précis dans la
détermination de d', en calculant les probabilités d'acceptations correctes
et de fausses alarmes, à partir de la matrice stimulus-réponse (sans tenir
compte des jugements que le sujet porte sur sa réponse) et en consultant les
tables d'Elliott (1964). Une telle procédure nous permet de comparer dire
ctement les d' obtenus dans les conditions « Contrôle » et « Certitude ». P. LECOCQ 539
de reconnaissance, l'expression par le sujet d'un jugement sur
sa réponse ne fait que traduire explicitement son critère de
décision momentané ou si l'émission d'un tel jugement modifie
durant l'épreuve la discriminabilité de l'information en mémoire.
Dans ce but nous utiliserons de manière systématique les tech
niques de la théorie de la détectabilité du signal appliquées à la
mémoire (v. Egan, 1958 ; Green et Swets, 1966 ; Bernbach, 1967 ;
Kintsch, 1967-1970 ; Banks, 1970).
En effet, si l'expression de la certitude ne modifie que les
critères de décision du sujet et non les processus de saisie et de
traitement de l'information, le point de coordonnées déterminé
par la probabilité d'acceptations correctes (P(S/s)) et la probab
ilité de fausses alarmes (P(S/6)) dans une épreuve de reconnais
sance où les sujets utilisent la procédure binaire (oui, c'est un
signal, non, ce n'est pas un signal) doit se trouver situé sur la
courbe isomnémonique (MOC : memory operating characteristic)
qu'on peut tracer à partir de ces mêmes probabilités, lorsqu'on
demande aux sujets d'exprimer leur certitude (v. fig. 1).
Ceci doit se traduire par des indices de discriminabilité (d')
semblables puisque dans la TDS le seul fait de modifier le critère
de décision n'entraîne nullement un changement dans les carac
téristiques informationnelles du stimulus, par conséquent dans
sa détectabilité, mais n'a d'effet que sur le degré de prise de
risque des sujets.
L'hypothèse que nous formulons, précisément, est que, dans
une situation de reconnaissance, le point de coordonnées déter
miné à partir d'une procédure binaire sera situé en dessous de
la courbe isomnémonique construite à partir des performances
obtenues dans une épreuve où les sujets assortissent leur réponse
d'un jugement de certitude et que, par conséquent, les indices d'
obtenus dans ces deux conditions seront différents. Nous pensons
que l'expression de la certitude entraîne une meilleure discr
iminabilité des items en mémoire, c'est-à-dire une augmentation
du nombre d'acceptations correctes et une diminution des
fausses alarmes.
Le deuxième objectif de l'expérience consiste à comparer
différents types d'échelles utilisés et à préciser les effets diffé
rentiels que l'usage de l'une ou de l'autre peut avoir sur la per
formance. En effet, si l'échelle de certitude est adoptée le plus
fréquemment dans les expériences où elle se justifie, on a vu
apparaître dans certaines recherches récentes d'autres échelles 540 MÉMOIRES ORIGINAUX
(Estimation du sentiment de savoir : Hart, 1965, 1966, 1967 ;
Jugement de clarté-obscurité sur la représentation mentale :
Lecocq, Hautekeete, 1971) dont il convient de s'interroger sur
la nécessité et la pertinence. C'est un principe courant d'éc
onomie scientifique de ne pas utiliser des instruments différents,
si l'on sait qu'ils mesurent la même chose avec la même précision.
Si l'on réussit à montrer cette redondance métrologique, on fait
œuvre utile sur le plan méthodologique.
En l'occurrence, nous faisons l'hypothèse que le fait de porter
un jugement de clarté ou le fait d'estimer son sentiment de savoir
amplifie les processus de traitement de l'information déjà à
l'œuvre lorsque le sujet exprime sa certitude. Nos prédictions
à cet égard sont donc que l'échelle de clarté et l'échelle de sent
iment de savoir sont équivalentes et que leur utilisation dans une
tâche de reconnaissance améliore la performance de façon signi
ficative (augmentation des acceptations correctes et dimi
nution des fausses alarmes) à la fois par rapport au groupe
Contrôle et par rapport au groupe Certitude.
CONDUITE DE L'EXPÉRIENCE
SUJETS
66 sujets des deux sexes, âgés de 18 à 25 ans et appartenant
à la 1™ et à la 2e année de l'I.R.O.P. à Lille1.
MÉTHODE
Après une phase d'acquisition, les sujets sont soumis à une
épreuve de reconnaissance.
Matériel
Le matériel est constitué de bisyllabes non significatifs du type
EBAW, ICEZ, UFOT, construits par ordinateur en combinant les
voyelles et les consonnes de manière systématique, dans l'ordre VCVC.
On élabore une liste de 50 items pour la préexpérience et 4 listes de
75 items pour l'expérience proprement dite. Dans chaque condition
expérimentale, 25 items sont présentés lors de la période d'acquisition,
1. Nous tenons ici à remercier MM. Louchet et Levaye, directeurs de
l'I.R.O.P., qui nous ont donné toute facilité pour la réalisation de l'expé
rience et M. Wintrebert, enseignant dans cet établissement, qui a bien
voulu se charger de l'expérimentation proprement dite. P. LECOCQ 541
items dont on contrôle la similarité formelle intraliste. Lors de l'épreuve
de reconnaissance ces 25 items sont mélangés de manière aléatoire à
25 distracteurs, avec cette restriction qu'il ne doit pas y avoir plus de
4 items de la liste d'apprentissage qui se suivent dans la liste de recon
naissance. Pour certains groupes, les distracteurs sont aussi différents
que possible des items d'apprentissage, c'est-à-dire que la similarité
formelle interliste est équivalente à la similarité formelle intraliste.
Pour d'autres groupes, ces distracteurs ne diffèrent des items appris
que par la première lettre (par exemple ABEV-UBBV). Nous appelle
rons ces deux conditions : similarité faible (SIM~) et similarité forte
(SIM+).
Procédure
Les sujets subissent l'expérience proprement dite par petits groupes
de 10. Durant la phase d'acquisition, chaque item est présenté par
l'intermédiaire d'un épiscope, pendant deux secondes. L'intervalle
interitem est constitué par le temps de manipulation et de changement
des cartes. Après présentation des 25 items de la liste d'apprentissage,
il y a un intervalle de repos de soixante secondes, suivi d'un temps de
lecture des consignes de reconnaissance de même durée. On distribue
ensuite à chaque sujet un cahier comportant les 50 mots de la liste de
reconnaissance, et on lui laisse un temps de reconnaissance de dix
minutes maximum.
Conditions expérimentales
Outre la préexpérience, les sujets subissent tous quatre épreuves
séparées par un intervalle d'une semaine. Ils passent d'abord avec la
même liste (liste 1) dans une condition dite de Contrôle, où lors de la
reconnaissance ils doivent écrire en face de chaque item s'il leur a été
présenté antérieurement (item Ancien, noté A) ou s'il leur est présenté
pour la première fois (item Nouveau, noté N). Les semaines suivantes,
ils passent dans trois conditions expérimentales (Traitements) qui
consistent pour eux à assortir leurs réponses de reconnaissance, soit
d'un jugement de certitude, soit d'un jugement de sentiment de savoir,
soit d'un jugement portant sur la clarté de leur représentation. Les
échelles utilisées sont les suivantes :
C'est un mot Ancien (C'est un mot Nouveau) :
1) ma Certitude est...
2) mon sentiment de savoir est...
3) pour moi c'est...
1-2. Absolu(e), fort(e), assez fort(e), assez faible, faible ;
3. Lumineux, clair, vague, confus, obscur.
On notera que l'échelle de Certitude et l'échelle de Sentiment de
savoir sont constituées d'échelons sémantiquement identiques. Les
différences éventuelles qu'on trouverait dans la performance ne pour- 542 MEMOIRES ORIGINAUX
raient donc être attribuables qu'aux attitudes différentes prises par les
sujets en fonction des consignes.
Chaque épreuve de reconnaissance est suivie d'une correction, où
les sujets inscrivent après toutes leurs réponses celle qu'il fallait effe
ctivement donner : on peut ainsi construire la matrice stimulus-réponse
à deux degrés de liberté, donnée dans le tableau I.
TABLEAU I
Matrice stimulus-réponse à 2 degrés de liberté
où l'on voit que
P(A/A) + P(N/A) = 1.00, P(A/N) + P(N/N) = 1.00
Réponses possibles
Ancien Nouveau
P(A/A) P(N/A)
Ancien (Acceptations (Omissions)
correctes)
Stimulus
possibles
P(A/N) P(N/N) (Rejets Nouveau (Fausses
alarmes) corrects)
En croisant les deux variables indépendantes (SIM^, Traitements)
nous avons un plan factoriel 4x2. Toutefois, comme des effets d'ordre
entre les différents traitements étaient possibles, et comme l'homogén
éité des listes était difficilement contrôlable a priori en l'absence
de normes françaises d'associativité, nous avons contrebalancé dans un
carré latin l'ordre d'administration des Traitements et l'attribution
des listes à ceux-ci.
Consignes
Dans les consignes de reconnaissance on précisait les modalités
d'utilisation des cahiers de reconnaissance, et on insistait particulièr
ement sur la nécessité pour les sujets d'utiliser tous les échelons de
l'échelle qui leur était proposée ; en outre, on leur disait que la liste de
reconnaissance comportait 25 distracteurs ajoutés aux 25 items d'ap
prentissage : de cette manière on contrôlait leur connaissance de la
probabilité a priori des événements.
PRÉEXPÉRIENCE
En vue de contrôler au maximum les différences interindi
viduelles parmi les sujets, nous avons soumis les 66 étudiants à
une préexpérience, où l'on administrait le même type de matériel P. LECOCQ 543
que celui utilisé lors de l'expérience. On a calculé pour chaque
sujet le nombre de réponses correctes (NN + AA) et on a cons
titué 6 groupes de 10 sujets aussi homogènes que possible. Une
analyse de variance effectuée entre les groupes à l'issue de la
préexpérience donne un F = .0005 (ddl 5,54 NS à .25 = 1,37).
L'homogénéité des variances a également été vérifiée par le
test de Cochran. Quelques sujets n'ayant pu, pour des raisons
diverses, participer à toutes les épreuves ont dû être éliminés,
ainsi que leurs homologues dans les différents groupes. Fina
lement, les résultats de l'expérience proprement dite portent
sur 48 sujets répartis en 6 groupes de 8.
EXPÉRIENCE DE CONTRÔLE
Le plan expérimental que nous avons adopté a certes l'avan
tage d'éviter les effets de contamination entre la condition
Contrôle et les conditions expérimentales qui la suivent, malheu
reusement il ne permet pas de tester les effets globaux de trans
fert de la lre semaine à la 4e semaine. Pour contrôler plus sûr
ement cette variable, nous avons mené une expérience parallèle
(avec 56 sujets), où le matériel était identique (SIM+, SIM"),
les conditions temporelles de passation strictement semblables
(une préexpérience, plus quatre semaines d'expérience), mais
où les sujets subissaient à chaque fois un test de reconnaissance
sans jamais exprimer un jugement quelconque sur leur réponse.
(Condition contrôle répétée cinq semaines à la suite.) Le plan
utilisé pour cette expérience de contrôle était un plan en carré
latin, où l'ordre des listes était contrebalancé sur les quatre
semaines.
RÉSULTATS
I. — Contrôle des variables parasites
Avant de procéder à une analyse de l'influence des variables
indépendantes sur le système de réponses des sujets, nous avons
voulu vérifier que les facteurs secondaires tels que les listes
présentées aux sujets, les différents ordres d'administration des
traitements, les groupes, et enfin le transfert éventuel de la
deuxième à la dernière semaine, n'avaient pas d'effets systémat
iques sur les performances.
Nous avons constaté que les groupes et les listes ont une

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