L'estimation d'intervalles temporels en comptant plus ou moins rapidement - article ; n°1 ; vol.62, pg 29-44

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L'année psychologique - Année 1962 - Volume 62 - Numéro 1 - Pages 29-44
16 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 1962
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R. Davis
L'estimation d'intervalles temporels en comptant plus ou moins
rapidement
In: L'année psychologique. 1962 vol. 62, n°1. pp. 29-44.
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Davis R. L'estimation d'intervalles temporels en comptant plus ou moins rapidement. In: L'année psychologique. 1962 vol. 62,
n°1. pp. 29-44.
doi : 10.3406/psy.1962.7155
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1962_num_62_1_7155Laboratoire de Psychologie expérimentale de la Sorbonne
L'ESTIMATION D'INTERVALLES TEMPORELS
EN COMPTANT PLUS OU MOINS RAPIDEMENT
par Roy Davis1
Dans ses travaux sur l'influence d'un intervalle préparatoire
sur le temps de réaction, Klemmer (1956, 1957) a remarqué
l'effet de deux facteurs. Le premier de ces facteurs est 1' « attente »
du sujet, déterminée par la gamme des intervalles utilisés et la
probabilité d'apparition d'un intervalle particulier de cette
gamme. Le second facteur est l'aptitude du sujet à estimer un
intervalle particulier quand les autres facteurs sont constants,
par exemple lorsque l'intervalle à estimer est toujours le même.
Les recherches récentes, pour la plupart, ont porté sur
le premier facteur, l'influence de la variabilité et de la probabilité
objective d'apparition des intervalles (Karlin, 1959 ; Drazin,
1961) ; on n'a pas étudié systématiquement les conditions qui
agissent sur l'aptitude du sujet à estimer un intervalle. Certes,
Klemmer a mesuré, indépendamment, les effets des deux facteurs
et étudié la manière dont les temps de réactions varient en
fonction d'une évaluation de 1' « incertitude temporelle » qui les
combine. Mais le succès de ces prédictions dépend, en partie,
de l'existence d'une relation monotone entre la longueur de
l'intervalle et l'incertitude temporelle due au degré d'aptitude
du sujet à estimer un tel intervalle. Or, cette relation monotone
ne se manifestera pas obligatoirement s'il existe, comme le
suggèrent les expériences classiques sur 1' « intervalle d'indif
férence » (Woodrow, 1951 ; Fraisse, 1957), un pouvant
1. Ce travail a été réalisé au cours de l'année 1960-1961 pendant laquelle
l'auteur bénéficia d'une bourse du Department of Scientific and Industrial
Research (Grande-Bretagne).
L'auteur est actuellement au Département de Psychologie de l'Université
de Reading ÎÎO MÉMOIRES ORIGINAUX
être estimé avec plus d'exactitude qu'un autre, plus long ou
plus court.
La plupart des expériences sur l'intervalle d'indifférence,
dans lesquelles on demandait aux sujets de reproduire un
intervalle temporel aussitôt après la présentation d'un étalon,
ne sont pas tout à fait satisfaisantes car elles confondent l'effet
de la gamme des intervalles avec l'effet d'un intervalle absolu,
optimum, éventuel. Il y a eu cependant une expérience décisive
de Woodrow (1934), où il évitait l'effet de la gamme en utilisant,
pour chaque sujet, une seule valeur d'intervalle. Cette expérience
a montré qu'il existait bien un intervalle situé entre 600 et 700 ms,
qui n'est ni surestimé ni sous-estimé systématiquement.
L'importance d'un tel intervalle, dans une série d'expériences
de types différents, a été remarquée par Fraisse (1957) qui
écrit : « II semble cependant que l'intervalle de 0,7 s environ
corresponde à un processus physiologique spécifique, car on le
retrouve dans des phénomènes de types différents, où ne se
manifeste aucune tendance centrale proprement dite. »
Dans les expériences sur l'intervalle d'indifférence, les
auteurs s'intéressaient surtout à l'erreur constante d'estimation,
et la plupart des auteurs récents (y compris Klemmer) supposent
que la variabilité des estimations augmente régulièrement en
fonction de la longueur de l'intervalle estimé. Les résultats de
Klemmer (1957) n'apportent pas beaucoup de données sur la
variabilité d'estimation dans la zone d'indifférence présumée,
l'intervalle le plus court utilisé étant la demi-seconde, ce qui est
très proche de la valeur optimum supposée. Or, dans l'expérience
de Woodrow (1934), la variabilité était minimum pour l'intervalle
de 600 ms et non pour l'intervalle plus court de 300 ms.
Un facteur, très important et difficile à contrôler dans les
expériences sur l'estimation du temps, est la fréquence à laquelle
les sujets comptent, soit ouvertement, soit intérieurement.
Certains auteurs ont essayé de contrôler ce facteur en donnant
au sujet une autre tâche verbale qui l'empêche de compter.
Mais il n'y a pas eu d'étude systématique des effets, sur l'estima
tion d'un intervalle, des différentes fréquences de comptage. S'il
existe un intervalle d'indifférence, on peut supposer que le sujet
qui compte régulièrement à une périodicité correspondant à cet
intervalle d'indifférence pourra estimer un intervalle donné
assez grand avec plus d'exactitude que s'il compte à un autre
rythme.
Dans l'expérience présente, on a essayé de faire varier systé- .
.
.
DAVIS. L'ESTIMATION D'INTERVALLES TEMPORELS 31 IX.
matiquement la fréquence de comptage. Pour ce faire, il fut
demandé au sujet d'écouter une série de n tops, présentés à une
cadence régulière et séparés par un intervalle i. Le sujet était
averti au début du nombre de tops de la série ; il les comptait
au fur et à mesure de leur présentation et devait imaginer que
la série continuait en comptant jusqu'à 2 n — 1, moment auquel
il devait appuyer sur une clé. Son erreur d'estimation relative
à l'apparition du top 2 n — 1 était enregistrée. De cette manière,
l'intervalle I', compris entre le dernier top de la série stimulus
et la réponse du sujet, devait être égal à l'intervalle I compris
n = 3 «t 1 »-
Série stimulus
-* I' ► Réponse
n = 5 4 I •■
* ■ v ' * ' ' f ' | Série stimulus ■ * t
"I' * Réponse
Fig. 1. — Combinaisons différentes de n et i pour la même valeur de 1
entre le premier et le dernier top de la série stimulus. L'inter
valle i correspondait donc à une fréquence imposée de comptage
et, en prenant i et n comme variables pour une valeur donnée de I,
on pouvait voir s'il existait une certaine valeur de i pour laquelle
l'erreur d'estimation de I était toujours plus petite. En utilisant I
comme paramètre, on peut étudier la relation générale pour
différentes valeurs de I (voir fig. 1).
Bartlett et Bartlett (1959) avaient utilisé une méthode d'extra
polation d'une série de n stimuli jusqu'au moment d'apparition
du stimulus suivant, n + 1. Leurs résultats indiquent que les
sujets peuvent estimer avec moins de variabilité lorsque l'i
ntervalle est d'une demi-seconde que s'il est plus court ou plus
long — fait qui est en accord avec notre hypothèse. L'interpré
tation des erreurs constantes, dans leur expérience, était plus
difficile. Le signal n + 1 était toujours présenté, même si le sujet
n'avait pas répondu. Ainsi, lorsqu'il répondait en retard, il
entendait le signal et se rendait compte de ce retard. Par contre,
s'il donnait sa réponse trop en avance, le signal n'apparaissait
pas et le sujet n'était pas informé sur la grandeur de son erreur.
Le fait de n'avoir pas renseigné le sujet sur ses résultats d'une MÉMOIRES ORIGINAUX 32
manière homogène peut avoir engendré des erreurs supplé
mentaires.
Dans l'expérience décrite ici, aucun renseignement n'a été
donné au sujet sur ses résultats.
SITUATION EXPÉRIMENTALE
Un générateur d'impulsions était relié à un petit haut-parleur
placé face au sujet de manière à produire une séquence de tops
séparés par un intervalle i pouvant être modifié par l'expér
imentateur. Après avoir averti le sujet, l'expérimentateur pré
sentait la série stimulus en fermant le circuit entre le générateur
et le haut-parleur, et cela pendant toute la présentation des n tops.
On débranchait le haut-parleur en ouvrant le circuit, tandis que
le générateur continuait à fonctionner silencieusement. Les impul
sions du générateur étaient enregistrées de façon continue par une
plume se déplaçant sur une bande d'enregistrement à vitesse de
déroulement constante, que le haut-parleur soit branché ou non.
Le circuit entre le générateur et le était relié à une
deuxième plume de l'enregistreur, ce qui permettait de vérifier
par la suite si le nombre correct de tops avait été donné. La
réponse du sujet consistait à appuyer sur une clé, reliée à une
troisième plume de l'enregistreur. La séquence des impulsions du
générateur continuait à être enregistrée alors que la série stimulus
donnée par le haut-parleur avait cessé ; ainsi l'erreur de pré
diction des sujets était concrétisée par une certaine longueur
sur la bande d'enregistrement, qui pouvait être lue directement
et convertie ensuite en secondes. La vitesse de déroulement
étant de 50 mm/s pendant toute la durée de l'expérience, on
pouvait facilement lire le 1/100 de s pour 1/2 mm.
Les diverses combinaisons de n et i utilisées pour chaque
valeur de I figurent sur le tableau I.
Les instructions suivantes étaient données aux sujets :
« Vous allez entendre une série régulière de n tops dans le haut-
parleur (le nombre de n était toujours spécifié, par exemple : 5).
Imaginez que la série continue et appuyez sur la clé au moment
où vous pensez que le top 2 n — 1 doit apparaître (le nombre
2 n — 1 était toujours spécifié, par exemple dans ce cas : 9). »
Chaque sujet passait trois séances expérimentales et chaque
séance était divisée en trois parties correspondant aux trois
valeurs de I utilisées : 2 s, 4 s et 8 s. L'ordre de présentation de
ces trois valeurs était aléatoire pour chaque sujet, à chaque séance. Davis. — l'estimation d'intervalles temporels 33 u.
TABLEAU I
Combinaisons de « i » et I utilisées dans l'expérience
Intervalle I
Intervalle 2 s 4 s 8 s i
S R S R S R
0,25 s 9 17 17 33
0,5 s 5 9 9 17 17 33
1,0 s 3 5 5 9 9 17
2,0 s 2 3 3 5 5 9
4,0 s 2 5 3 3
II ill II] ||
Les chiffres des colonnes S représentent le nombre de tops, n,
dans la série stimulus. Les chiffres des colonnes R représentent
le nombre 2 n — 1 du top auquel le sujet doit essayer de synchron
iser sa réponse.
(La combinaison I = 8 s avec i = 0,25 s n'a pas été utilisée
parce que la valeur de n aurait été trop grande.)
Pour chaque valeur de I, on présentait, à chaque séance,
14 fois la même combinaison de i et n. Le générateur était ajusté
à une certaine valeur de i et les sujets écoutaient les deux pre
mières présentations de la série stimulus sans donner de réponse
pour s'habituer aux intervalles. Ils devaient répondre aux 12 séries
stimuli suivantes ; néanmoins les deux premières réponses,
considérées comme un entraînement, ne furent pas retenues.
Les 10 dernières seulement furent enregistrées. Puis la valeur
de i était changée et une autre combinaison de n et i était pré
sentée 14 fois. Un ordre aléatoire des valeurs de i était utilisé,
différent pour chaque sujet, à chaque séance. Après avoir pris
toutes les valeurs de i pour une même valeur de I, on changeait
la valeur de I et la procédure recommençait.
Cette procédure avait pour but de s'assurer que le sujet
connaissait aussi bien que possible la série stimulus avant de
donner sa réponse.
Quelques petits incidents mécaniques s'étant produits dans
l'enregistrement, le nombre total de 30 réponses par sujet, pour
chaque combinaison de i et n, n'a pas toujours été obtenu.
Cependant, plus de 24 réponses ont été clairement enregistrées
A. l'SYCUOL. (52 >i i
34 MEMOIRES ORIGINAUX
et ceci dans toutes les conditions de l'expérience à peu près.
Six étudiantes et un étudiant de psychologie de l'Université
de Paris ont passé l'expérience.
TABLEAU II
La moyenne des erreurs de sous ou de surestimation
avec les écarts-types, en millisecondes
et le nombre de réponses pour chaque sujet
pour chaque combinaison de « i » et I
Intervalle I
Intervalle s 4 s i Sujets 2 i s i
a N M N M M a a N
74 25 — 82 23 A 0 180
272 22 1664 30 B 646 318
C — 22 176 26 572 25 502
24 138 26 488 338 0,25 s D 200
26 E 176 178 27 340 278
F 34 202 27 70 662 26
G — 10 124 23 — 6 392 25
25 — 164 514 25 A 250 140 25 98 160
B — 64 130 29 — 50 24 118 302 18 46
C — 34 25 328 370 25 46 26 238 166
D .... — 180 126 25 — 180 25 — 138 152 28 0,5 s 88
E — 6 86 26 — 92 160 26 98 338 29
25 — 100 F 58 164 27 202 282 624 24
90 27 — 100 180 26 126 338 24 G 8
98 26 124 194 25 288 302 24 A 134
B — 192 184 25 — 266 252 18 144 28 —162
C — 98 24 402 506 24 150 25 74 164
D — 180 126 26 — 200 27 — 534 1,0 s 178 186 25
114 25 — 4 E 20 116 25 16 188 22
F 40 332 26 18 236 26 418 654 23
29 — 88 G — 52 82 27 — 32 234 26 168
25 — 446 A — 32 158 29 — 210 334 24 240
21 — 336 B — 52 308 28 — 452 324 520 21
C — 118 25 — 334 462 26 160 25 30 292
24 322 258 24 2,0 s D 132 182 27 14 246
25 64 288 27 E 68 124 27 62 240
25 — 856 182 26 — 436 330 798 26 F 60
26 — 746 G ...... 140 288 22 —306 366 342 26
25 — 548 A — 278 508 25 426
23 — 124 664 18 B 34 386
c- ..... — 160 24 — 16 756 25 324
4,0 s 250 25 D 94 206 26 166
— 218 26 — 290 682 24 E 344
24 — 1356 778 24 F 502 574
24 — 240 390 25 282 188 36 MEMOIRES ORIGINAUX
Pour faciliter les comparaisons, on a reproduit dans les
figures 2 A, 2B et 2C, les courbes des moyennes des erreurs pour
chaque sujet en fonction des valeurs de i, avec une série de
courbes différentes pour chaque valeur de I. Si la reproduction
de l'intervalle I peut être considérée comme une série de repro
ductions de l'intervalle i, et s'il existe bien un intervalle d'in
différence dans la gamme des valeurs de i, les petites valeurs de i
+ 7001—
+ 600 -
+500 -
+400 -
-500 -
-B00 0.25 0,5 1.0 4,0
i (secondes)
l'iyr. 2 JJ. 1 = 4 s DAVIS. — L'ESTIMATION d'iNTF.R VALLES TEMPORELS 37 Tt.
tendront alors à provoquer une surestimation totale de I, tandis
que les valeurs de i plus grandes que l'intervalle d'indifférence à produire une sous-estimation totale. Pour les différentes
valeurs de I, la sur ou relative sera plus ou
moins accentuée.
- +500
i +400
+ 300
/AU
/x + 200 / / \\\
+ 100 _ S\. Il \ \
/
0-
/A \ \\ isecondes) / p A
3
\\ l\\ A \\ \ V /A A/
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J-300
-400
\V/
-500
X \\ >^ / - ù
-600
\ /
- -700
- -800
V \ l\ (-1356)
1 1 900
0,5 1.0 2.0 4.0
i (secondes)
Fig. 2 C. I = 8 s

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