Les groupes humains dans la nature : nouvelle analyse des distributions de leurs effectifs - article ; n°4 ; vol.87, pg 567-580

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L'année psychologique - Année 1987 - Volume 87 - Numéro 4 - Pages 567-580
Summary : Human groups in the field : new analysis of the distributions of their sizes.
Studies of the sizes of human groups « in the field » are critically examined to determine and develop their contributions on the basis of a new analysis of existing data for 12,391 groups observed in twelve urban settings. Past analyses tended to conclude that ail the distributions of group sizes were positively skewed and fitted the Poisson lave rather than the binomial law, both being zero-truncated. A new analysis of the same data questions that conclusion : when the settings are unfavourable to social interactions, there is a majority of solitary individuals ; when they are favourable to them, there is a majority of individuals in dyads. It is concluded that the perspectives of research which are offered illustrate how studies of the sizes of human groups can be profitable for social and environmental psychology.
Key words : human groups, groups size, information processing.
Résumé
Les recherches sur les effectifs des groupes humains formés dans « la nature » font l'objet d'une revue critique visant à recenser leurs apports et à les développer à partir d'une nouvelle analyse de données antérieures portant sur 12 391 groupes observés dans 12 contextes urbains. Les analyses antérieures tendent à conclure que les distributions des effectifs des groupes auraient toutes l'allure d'une courbe à asymétrie positive et s'ajusteraient à la loi de Poisson plutôt qu'à la loi binomiale, tronquée à zéro. Une nouvelle analyse des données remet en cause ces conclusions. Quand les contextes des observations sont défavorables aux interactions sociales, il existe une majorité d'individus solitaires; quand les contextes sont favorables à ces interactions, il existe une majorité d'individus en groupes d'effectif égal à deux. Nos conclusions présentent des perspectives de recherches qui illustrent le parti que la psychologie sociale et la psychologie de l'environnement pourraient tirer de travaux sur les effectifs des groupes humains.
Mots clés : groupes humains, effectifs des groupes, traitement de l'information.
14 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 : jeudi 1 janvier 1987
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Jean-Pierre Desportes
Jean-Marie Lemaine
Annie Dequeker
Les groupes humains dans la nature : nouvelle analyse des
distributions de leurs effectifs
In: L'année psychologique. 1987 vol. 87, n°4. pp. 567-580.
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Desportes Jean-Pierre, Lemaine Jean-Marie, Dequeker Annie. Les groupes humains dans la nature : nouvelle analyse des
distributions de leurs effectifs. In: L'année psychologique. 1987 vol. 87, n°4. pp. 567-580.
doi : 10.3406/psy.1987.29236
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1987_num_87_4_29236Abstract
Summary : Human groups in the field : new analysis of the distributions of their sizes.
Studies of the sizes of human groups « in the field » are critically examined to determine and develop
their contributions on the basis of a new analysis of existing data for 12,391 groups observed in twelve
urban settings. Past analyses tended to conclude that ail the distributions of group sizes were positively
skewed and fitted the Poisson lave rather than the binomial law, both being zero-truncated. A new
analysis of the same data questions that conclusion : when the settings are unfavourable to social
interactions, there is a majority of solitary individuals ; when they are favourable to them, there is a
majority of individuals in dyads. It is concluded that the perspectives of research which are offered
illustrate how studies of the sizes of human groups can be profitable for social and environmental
psychology.
Key words : human groups, groups size, information processing.
Résumé
Les recherches sur les effectifs des groupes humains formés dans « la nature » font l'objet d'une revue
critique visant à recenser leurs apports et à les développer à partir d'une nouvelle analyse de données
antérieures portant sur 12 391 groupes observés dans 12 contextes urbains. Les analyses antérieures
tendent à conclure que les distributions des effectifs des groupes auraient toutes l'allure d'une courbe à
asymétrie positive et s'ajusteraient à la loi de Poisson plutôt qu'à la loi binomiale, tronquée à zéro. Une
nouvelle analyse des données remet en cause ces conclusions. Quand les contextes des observations
sont défavorables aux interactions sociales, il existe une majorité d'individus solitaires; quand les
contextes sont favorables à ces interactions, il existe une majorité en groupes d'effectif égal
à deux. Nos conclusions présentent des perspectives de recherches qui illustrent le parti que la
psychologie sociale et la psychologie de l'environnement pourraient tirer de travaux sur les effectifs des
groupes humains.
Mots clés : groupes humains, effectifs des groupes, traitement de l'information.L'Année Psychologique, 1987, 87, 567-580
Laboratoire de Psychologie sociale
Unité associée CNRS 301
Université Paris Vil1
LES GROUPES HUMAINS DANS LA NATURE :
NOUVELLE ANALYSE
DES DISTRIBUTIONS DE LEURS EFFECTIFS
par Jean-Pierre Desportes, Jean-Marie Lemaine
et Annie Dequeker
SUMMAR Y : Human groups in the field : new analysis of the distributions
of their sizes.
Studies of the sizes of human groups « in the field » are critically examined
to determine and develop their contributions on the basis of a new analysis
of existing data for 12,391 groups observed in twelve urban settings. Past
analyses tended to conclude that all the distributions of group sizes were
positively skewed and fitted the Poisson law rather than the binomial law,
both being zero-truncated. A new analysis of the same data questions that
conclusion : when the settings are unfavourable to social interactions, there
is a majority of solitary individuals ; when they are favourable to them,
there is a majority of in dyads. It is concluded that the perspect
ives of research which are offered illustrate how studies of the sizes of
human groups can be profitable for social and environmental psychology.
Key words : human groups, groups size, information processing.
Les ouvrages classiques de psychologie sociale mentionnent
explicitement les recherches sur les effectifs des groupes humains
formés dans « la nature » (Montmollin, 1965, p. 3-4 ; Milgram et
Toch, 1969, p. 566-567), mais il est difficile d'évaluer ce qu'elles
apportent à la psychologie sociale à partir de ce qui est présenté
comme le résultat essentiel de ces recherches : les distributions
des effectifs des groupes obtenues dans des contextes variés
auraient toutes l'allure d'une courbe à asymétrie positive. En
1. 18, rue de la Sorbonne, 75230 Paris Cedex 05. J.-P. Desporles, J.-M. Lemaine et A. Dequeker 568
négligeant la relation entre les contextes des observations (ou les
environnements) et les effectifs des groupes, les psychologues
sociaux vident de tout intérêt théorique les recherches sur un
indice élémentaire de la socialite, ce qui les autorise ensuite,
comme le souligne Robinson (1984), à considérer les effectifs
des groupes comme une variable dépendante ne relevant pas
de leurs préoccupations. La revue critique que nous présentons
vise donc à recenser les apports des recherches sur les effectifs
des groupes et à les développer (dans un cadre conceptuel tirant
parti de la psychologie générale, de la psychologie sociale et de
la psychologie de l'environnement) à partir d'une nouvelle ana
lyse de données antérieures portant sur 12 391 groupes observés
dans 12 contextes urbains2.
1. Les apports des recherches antérieures
sur les effectifs de groupes
En préambule, on ne peut esquiver les problèmes que sou
lève la collecte de données (observer quoi, où, quand et com
ment ?) sur les effectifs des groupes (voir Desportes, Lemaine et
Dequeker, 1987, pour l'analyse détaillée de ces problèmes) :
a I La question « Qu'observer ? » soulève deux problèmes.
A partir de quel effectif x a-t-on affaire à un groupe, en d'autres
termes, faut-il inclure dans les observations les individus soli
taires (a; = 1) ? La prise en compte légitime des soli
taires s'est finalement plus ou moins imposée sous l'influence
des chercheurs qui ont élaboré des modèles mathématiques des
distributions des effectifs des groupes ; mais, dans les premières
recherches (James, 1951 et 1953) et dans celles qu'ont réalisées
des « non-mathématiciens » (Bakeman et Beck, 1974), ce cri
tère n'est pas retenu et les groupes sont dénombrés si leur effectif
est au moins égal à 2. Autre problème de critères : quels sont
ceux qui permettent de décider que des individus forment un
2. Les types de groupes suivants, qui ne sont pas formés dans « la nature »,
ne sont pas pris en considération : par exemple, les groupes formés par un
nombre fini d'individus dans des espaces clos tels que écoles maternelles
(Chevaleva-Janovskaja, 1927, et Cohen, 1971), automobiles (Cohen, 1971),
habitacles sous-marins (Bakeman et Beck, 1974) et hall d'un congrès
(Calsyn et Becker, 1976) ; les groupes de travail d'instances fédérales et
d'Etats aux Etats-Unis (James, 1951) ; les groupes observés dans des films
diffusés à la télévision (Bakeman et Beck, 1974). des groupes humains 569 Distributions
groupe d'effectif x ^ 2? A la suite des travaux de James (1951),
il existe un consensus, plus ou moins explicite, pour considérer
que ce sont les interactions manifestes (gestualité, rire, sourire,
conversation, jeu ou travail) qui permettent de repérer les
individus formant vraiment un groupe.
b I Les questions « Où observer ? » et « Quand observer ? »
restent sans réponse quant aux critères de choix des contextes
de collecte des données, et des moments de cette collecte. En
somme, les chercheurs observent où et quand bon leur semble.
c / La question « Comment dénombrer les effectifs des
groupes ? » reçoit une réponse simple : il suffit de compter les
individus qui forment des groupes. Réponse peu satisfaisante,
car on ne peut pas compter les individus qui se déplacent comme
ceux qui sont immobiles (Bakeman et Beck, 1974).
Les premières descriptions de distributions des effectifs de
groupes humains ont James (1953) pour auteur : les distributions
obtenues dans des contextes variés auraient toutes l'allure
d'une courbe à asymétrie positive ; mais, comme les données
publiées mélangent les contextes, on ne peut pas juger sur
pièces de cette uniformité. Il faut attendre l'article de Coleman
et James (1961) pour prendre connaissance des données relatives
à cinq distributions et force est alors de constater, comme nous
le verrons ci-dessous, que l'uniformité est leur moindre qualité.
Chez Bakeman et Beck (1974), le décalage entre données et
conclusions va dans le même sens que chez James. A l'évidence,
l'examen des distributions aurait dû inciter les auteurs à conclure
plutôt à leur disparité qu'à leur uniformité.
Concluant cependant à l'uniformité de ses distributions,
James (1953) s'est proposé, « logiquement » pourrait-on dire,
d'examiner leur ajustement à la loi binomiale négative et à la
loi de Poisson (toutes deux tronquées, c'est-à-dire sans groupe
d'effectif nul). Sur 18 distributions, 17 seraient compatibles avec
la loi binomiale, 11 avec la loi de Poisson et 10 avec ces deux
lois. Donc, selon James, avantage net à la loi binomiale. Conclus
ion provisoire, car, huit ans plus tard, dans un article dont
James est l'un des signataires (Coleman et James, 1961), la loi
binomiale n'est même plus évoquée comme loi théorique plau
sible des distributions des effectifs des groupes ! La raison de
cette disgrâce est la suivante. Sur la base d'une démonstration
mathématique et de postulats relatifs aux probabilités de perte J.-P. Desporles, J.-M. Lemaine et A. Dequeker 570
et de gain d'un individu par les groupes, il devrait résulter, selon
Coleman et James, que les données de James s'ajustent à la loi
de Poisson tronquée. De fait, les auteurs montrent que ce qui
était une loi théorique inadéquate aux données en 1953 en est
une tout à fait satisfaisante en 1961 (les résultats du test d'aju
stement à la loi de Poisson varient au fil du temps pour des
distributions identiques !), mais ils ne peuvent esquiver que cer
taines distributions ne s'ajustent pas à la loi de Poisson. Par
exemple, au bord d'une piscine il y a moins d'individus solitaires
et plus de diades que prévu ; ces divergences seraient imputables
à l'absence de constance (postulée) des probabilités de gain et de
perte d'individus pour les groupes de même effectif parce que
les individus auraient tendance à former de préférence des
groupes durables de deux.
Après les travaux de Coleman et James, les chercheurs se
sont intéressés davantage à l'élaboration de modèles des distr
ibutions des effectifs des groupes qu'à leur confrontation à des
données, leur objectif essentiel étant de critiquer le modèle de
Coleman et James et les postulats qui le fondent. Ainsi, White
(1962) a montré que de multiples postulats relatifs aux gains
et pertes d'individus par les groupes aboutissent tous à prédire
pour les effectifs des groupes une distribution de Poisson tronquée.
Ce que suggère donc Coleman (1962), dans une courte réponse
à White, c'est de réaliser des observations sur les allées et venues
d'individus entre les groupes afin de mettre à l'épreuve les pos
tulats de différents modèles. Ainsi, glissement de perspectives,
les modèles n'étant en fait pas départageables à partir de l'aju
stement instantané des distributions des effectifs des groupes à
un état théorique, il conviendrait plutôt d'avoir recours à la
dynamique des choses puisque les postulats invoqués sont sources
d'hypothèses testables. Cette nouvelle perspective est également
reprise par Goodman (1964) mais sans passage à l'acte puisqu'il
se contente de critiquer en bloc Coleman et James (1961) et
White (1962) et de proposer son propre modèle des distributions
des effectifs des groupes. A la différence des modèles antérieurs,
celui de Goodman ne postule pas la constance des probabilités
de gain et de perte d'individus pour tous les groupes d'effectif x
(tous les groupes de même effectif n'auraient pas la même capac
ité soit d'attirer soit de retenir les individus). Il ne prédit pas
non plus que les distributions des effectifs des groupes devraient
s'ajuster systématiquement à la loi de Poisson tronquée, ce qui des groupes humains 571 Distributions
est conforme aux résultats de Coleman et James. On regrette
que le modèle de Goodman ne soit pas confronté à des distribu
tions empiriques, ce qui pourrait permettre d'en savoir plus
sur les contextes « naturels » dans lesquels les distributions
s'ajustent ou non à cette loi.
Les ambitions de la nouvelle perspective ouverte par Coleman
(1962) contrastent fortement avec la modestie des recherches
qu'elle a effectivement suscitées : ce sont uniquement des hypo
thèses déductibles du modèle de Coleman et James (1961) qui
ont été testées par Coleman lui-même (1962). Elles contrastent
également avec les résultats obtenus : les observations ne valident
pas l'hypothèse (découlant de la constance postulée des proport
ions de gain et de perte d'individus pour tous les groupes de
même effectif) selon laquelle l'effectif moyen des aug
mente lorsque la densité de population croît dans le site où les
observations sont réalisées. Ce résultat suggère que l'invali
dité de l'hypothèse découle de celle des postulats (voir Good
man, 1964) : il n'existe pas d'argument théorique ni de donnée
qui permettent de considérer comme plausible la constance des
probabilités de gain et de perte d'individus pour tous les groupes
de même effectif. Intuitivement, on serait même enclin à consi
dérer au contraire que, à effectif égal, la variabilité de ces pro
babilités selon les groupes devrait être la règle. A l'évidence,
les résultats de Coleman (1962) ne permettent donc pas de porter
un jugement définitif sur la fécondité de tentatives de validation
d'hypothèses déduites des postulats de modèles de distributions
des effectifs des groupes, nouvelle perspective de recherche sur
laquelle White (1962), Coleman (1962) et Goodman (1964) fon
daient pourtant tant d'espoir.
Pour sortir les recherches sur les effectifs des groupes de
l'impasse dans laquelle elles se trouvent aujourd'hui, nous nous
proposons de montrer que le recours aux contextes des obser
vations permet d'aboutir à une analyse des données antérieures
qui rend compte de la variabilité de l'agrégation des individus
dans un cadre conceptuel tirant parti de la psychologie
générale, de la psychologie sociale et de la de
l'environnement. 572 J.-P. Desporles, J.-M. Lemaine et A. Dequeker
2. Une nouvelle analyse des données
sur les effectifs des groupes
Les données antérieures (effectifs gx des groupes humains
composés de x individus, avec x variant de 1 à 6) forment 12 dis
tributions. Les contextes des observations pour ces distributions
et les distributions elles-mêmes sont dans le tableau I (les don-
Tableau I. — Nombres gx de groupes d'effectif x pour les
distributions A à L
G = Hgx : nombres totaux de groupes observés ; N = T,x. gx :
nombres totaux d'individus observés ; m = N/G : nombres
moyens d'individus par groupe ; s : écarts types du nombre
moyen par
Contexte des distributions : A : rues ; B : grand magasin ;
G et D : terrains de jeux publics pour enfants ; E : piscine
publique ; F : rue d'un quartier résidentiel ; G : rue d'un
quartier d'affaires ; H : restaurant universitaire ; I : bibli
othèque universitaire ; J : cafétéria ; K :
galerie marchande ; L : piscine publique
Number gx of groups of size x for the distributions A to L
G = Hgx : total number of observed groups ; N = lïx.gx :
total number of observed individuals ; m = N/G : mean
number of individuals per group ; s : standard deviations
of the number of individuals per group
L 2 b 6 m X: = 1 s G N
6 94 24 23 A 195 37 10 1 3563 1,512 7 4e I48 6
316 141 44 5 4 0 510 770 1,510 7 56 E
4 97 47 2 761 1,531 C 3 05 132 10 0 7£D 0,
144 507 1,536 D 3 05 50 5 2 1 779 770 c,
12 3 0 5E1 9E0 1,67 0 617 t 276 225 61 c,
194 1057 564 r B1E 3E 6 1 0 1349 1,276 G,
G E97 252 36 7 1 0 1195 154E 1,2 95 564 °t
2747 372 195 57 40 1224 2,244 H 44£ 109 329 ■1,
- 350 ID 44 2E2 3 142S 5 07 i 716 35 5 0 0,
TTC 97 4 4 55 1 7 w 1 9 92 5 -1C2 51 11 6 1.7Ç-E 0',
24 2042 3544 1,EE2 941 K 6 01 E55. 251 EE 13 c,
337 63 163 43 33 6 7 752 2,231 122 L 1, Distributions des groupes humains 573
nées des distributions A, B, C, D ont été recueillies à Eugene
(Oregon) et celles de la distribution E à Portland (Oregon) par
Goleman et James, 1961 ; les données des distributions F et G
ont été recueillies à Séoul (Corée) par Coleman, 1962 ; les don
nées des distributions H, I, J, K, L ont été recueillies à Austin
(Texas) par Bakeman et Beck, 1974).
Ce tableau montre que les distributions sont hétérogènes :
pour les distributions K et L, le mode est en x = 2 alors qu'il est
en x = 1 pour les autres distributions et, comme le traduisent
les valeurs de l'écart type du nombre d'individus par groupe,
ce mode est net pour les F, G, I ; moins net pour
les distributions A, B, C, D et moins encore pour les distribu
tions E, H, J. Quant au nombre moyen d'individus par groupe,
les valeurs extrêmes varient presque du simple au double (di
stributions F et H). Ces hétérogénéités ne permettent pas de
conclure que « ... le contexte est remarquablement dénué d'effet
sur les distributions des effectifs des groupes et leur effectif
moyen » (Bakeman et Beck, 1974, p. 381) et suggèrent au
contraire que ce qu'il est justement pertinent de rechercher c'est
le lien entre les distributions et les contextes. Dans ce but, nous
avons effectué les calculs suivants sur les données du tableau I :
a) Les effectifs gx pour x = 1 étant des effectifs d'individus,
les effectifs gx pour x ^ 2 sont transformés en effectifs d'indi
vidus en effectuant les produits x.gx (pour chaque distribution,
YiX.gx = N ; cf. tableau I) ; comme les effectifs gx pour x — 6
sont nuls pour 6 distributions, les effectifs x.gx pour x = 5 et
x = 6 sont regroupés en une seule classe identifiée x = 5+ et,
pour chaque distribution, on calcule les proportions [x.gx)/N d'in
dividus observés dans les groupes d'effectif x. Ces proportions
(avec leur écart type s pour chaque valeur de x) sont présentées
dans le tableau II.
b) On calcule aussi pour chaque distribution la proportion gJG
de groupes d'effectif x = 1. Ces proportions figurent également
dans le tableau II (où les distributions sont rangées par ordre
de grandeur décroissant de gJG).
Comme le montre le tableau II, ce sont essentiellement les
proportions d'individus solitaires (x = 1) qui différencient les
distributions (cf. les écarts types s des proportions pour chaque
valeur de x). Ce tableau suggère en plus qu'il peut être fécond,
pour relier les distributions aux contextes des observations, de 574 J.-P. Despories, J.-M. Lemaine el A. Dequeker
Tableau II. — Proportions d' individus observés dans les
groupes d'effectif x et proportions de groupes d'effectifs x = 1
(gJG). Les distributions sont rangées par ordre de grandeur
décroissant de gJG. Le mode de chaque distribution est
indiqué par -}-.
Proportions of individuals in groups of size x and pro
portions of groups of size x = 1 (gJG). The distributions
are ranked by decreasing order of gJG. The mode of each
distribution is indicated by +.
5+ x= 1 2 3 4
.605+ F .288 .084 .018 .004 .774
9+ G" ,57 .326 .074 .018 .003 .751
.501* i .395 .080 .014 .010 .586
.410+ .366 .172 .026 B .026 .520
+ C ,402 .347 .185 .053 .013 .516
.406 + A .379 .160 .040 .015 .513
+ D .391 .370 .193 .026 .502 .020
.384+ 6 .266 .175 .116 .059 .478
,457+ .282 z .187 .049 .015 .475
.445+ K .2 08 .204 .092 .392 .051
+ .163 H .271 .216 .159 .191 .366
.433+ L .110 .172 .176 .109 .246
.158 s .059 .051 .057 .056
distinguer deux familles dans l'ensemble des deux distributions.
Dans la première (G, F, I, B, C, A, D), les proportions gJG sont
toutes supérieures à .500 et la proportion d'individus soli
taires (x = 1) est toujours modale. Cette famille de 7 distribu
tions est donc identifiée Xj. Dans la seconde (J, E, K, H, L),
les proportions gJG sont toutes inférieures à .500 et la proportion
d'individus observés dans les groupes d'effectif x = 2 est toujours
modale. Cette famille de cinq distributions est donc identifiée X2.
Une analyse de ces résultats dans le cadre général de la théorie
de l'information de Shannon (1948) montre qu'il existe un fac
teur décisif qui différencie les distributions Xx et X2 si l'on
considère, ce qui est classique (Miller, 1956 ; Milgram, 1970),

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