Recueil diachronique vs synchronique de l'information selon le style cognitif dans une tâche d'évaluation - article ; n°1 ; vol.83, pg 121-133

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L'année psychologique - Année 1983 - Volume 83 - Numéro 1 - Pages 121-133
13 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 : samedi 1 janvier 1983
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J.-P. Caverni
E. Drozda-Senkowska
Recueil diachronique vs synchronique de l'information selon le
style cognitif dans une tâche d'évaluation
In: L'année psychologique. 1983 vol. 83, n°1. pp. 121-133.
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Caverni J.-P., Drozda-Senkowska E. Recueil diachronique vs synchronique de l'information selon le style cognitif dans une
tâche d'évaluation. In: L'année psychologique. 1983 vol. 83, n°1. pp. 121-133.
doi : 10.3406/psy.1983.28455
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1983_num_83_1_28455■
L'Année Psychologique, 1983, 83, 121-133
Laboratoire de Psychologie expérimentale1
Université René-Descarles et EPHE 3e section
associé au CNRS*
Varsovie** Institut de Psychologie, Université de
RECUEIL DIACHRONIQUE VS SYNCHRONIQUE
DE L'INFORMATION
SELON LE STYLE COGNITIF
DANS UNE TÂCHE D'ÉVALUATION
par Jean-Paul Gaverni*
et Ewa Drozda-Senkowska**2
SUMMARY : Diachronie vs synchronie information collecting according
to cognitive style in evaluative judgments.
This research analyses multidimensional information reception in
evaluation process.
The effects of two evaluation procedures are compared : diachronic
and synchronie. The former one implies a sequential evaluation of all
objects for each single criterion. The latter consists in an of
each object for all criteria taken simultaneously. The experiment was
carried out taking essays by primary school pupils as evaluation objects.
The experimental groups were composed of school teachers, divided into
groups according to their cognitive style defined in terms of field depen
dence/independence. Previous studies showed the existence of a strong
relationship between criteria in the multidimensional processing of
evaluation indices.
Our research suggests the necessity of a more restrained interpretation :
the dependence between criterions is observed only when evaluation is
performed following the synchronie procedure and evaluators are
field depending.
Keywords : evaluation process, cognitive style.
1. 28, rue Serpente, 75006 Paris.
2. Actuellement au département de Psychologie, Université de Poitiers. J.-P. Caverni et E. Drozda-Senkowska 122
PROBLÉMATIQUE
L'expérience rapportée dans cet article s'inscrit dans le cadre
d'un ensemble de travaux qui étudient, en fonction du style
cognitif du juge, l'influence du mode d'explicitation de la réponse
sur l'agrégation des critères dans l'évaluation scolaire. Nous avons
développé dans un autre article, et nous ne réexposerons donc pas
ici, la problématique générale de ces travaux (Caverni et Drozda-
Senkowska, sous presse), issus des recherches sur les méca
nismes de formation du jugement dans l'évaluation de produc
tions scolaires (Caverni, 1981 a) et de la théorie développée
notamment par Witkin sur la dépendance-indépendance à l'égard
du champ (cf. et Goodenough, 1981).
La tâche d'évaluation de productions scolaires (telle qu'elle
est institutionnellement définie) exige du sujet qui l'accomplit
une collecte et une combinaison d'indices qu'il extrait de la pro
duction à évaluer. Le jugement finalement émis (exprimé
habituellement par une seule note numérique globale par
production) intègre et synthétise le traitement de l'information
ainsi effectué.
Dans la plupart des cas, on peut considérer que le relevé des
indices s'effectue sur plusieurs aspects de la production, chaque
aspect considéré correspondant à un critère de jugement. Plusieurs
travaux ont montré que, lorsque l'évaluateur est requis de
n'exprimer qu'une note globale par production (i.e. note qui
intègre le relevé des indices sur l'ensemble des critères), les
différents critères retenus ne sont pas traités indépendamment les
uns des autres.
Une mise en évidence expérimentale de ce phénomène consiste
à constituer le lot des productions à évaluer de telle sorte que les
différents aspects à considérer y varient orthogonalement : les
notes attribuées manifestent que l'incidence, sur la note globale,
de tel état de tel aspect, diffère alors selon l'état de la production
sur tel autre aspect (cf. Caverni, 1981 a).
Formellement, plusieurs procédures de traitement peuvent
être mobilisées pour prendre en compte les différents aspects de
chaque production ; elles s'articulent entre les deux types extrêmes
suivants : le sujet peut considérer chaque production sur l'e
nsemble des aspects avant de considérer la suivante
(traitement synchronique) ; il peut considérer une à une toutes de I' information el style cognitif 123 Recueil
les productions sous un aspect avant de les considérer à nouveau
sous un autre (traitement diachronique).
Il est vraisemblable que les conditions habituelles d'exécution
de la tâche d'évaluation, et notamment le nombre de productions
à évaluer par le sujet, induisent un traitement synchronique des
différents aspects. Une telle hypothèse s'appuie d'ailleurs sur le
phénomène d'agrégation non additive des critères observé dans
ces conditions : théoriquement, le traitement est
le plus propice à en permettre l'occurrence.
Toutefois, le fait de considérer une production sur l'ensemble
des aspects à prendre en compte pour la juger n'implique pas
que ces différents aspects ne soient pas explicitement distingués
par le sujet. Ainsi peut-il considérer la production sous tel critère
avant de la considérer sous tel autre. Un tel mode de traitement,
intermédiaire entre les deux types extrêmes de procédures fo
rmellement possibles, peut être induit par des contraintes d'expli-
citation analytique du jugement évaluatif.
Ou'advient-il de l'agrégation des critères lorsque les sujets
doivent expliciter leur en le détaillant sur chacun des
critères utilisés pour le prononcer ? D'un point de vue général,
on constate alors une agrégation additive, compatible avec un
traitement indépendant des critères les uns par rapport aux
autres : un même état sur un aspect est pris en compte de la
même façon quel que soit l'état de la production sur tel autre
aspect (Gaverni, 1981 b). Mais une approche différentielle montre
que ce résultat n'est strictement vérifié que pour les sujets
indépendants du champ (Gaverni et Drozda-Senkowska, sous
presse).
Toutefois les expériences précédentes ne nous renseignent
pas sur les procédures effectivement suivies par les sujets. Mais
on peut faire l'hypothèse que les sujets dépendants du champ
mobilisent une procédure du type traitement synchronique dont
il leur est difficile de s'affranchir, alors que les sujets indépendants
du champ mobilisent sans difficulté une procédure du type tra
itement diachronique. C'est cette hypothèse que nous avons mise
à l'épreuve dans une expérience, effectuée en Pologne, dont nous
rapportons ici les résultats. J.-P. Caverni el E. Drozda-Senkowska 124
MÉTHODE EXPÉRIMENTALE
Trente-deux enseignants de lettres de l'enseignement secondaire
polonais (facteur S) ont noté huit productions de rédaction en langue
maternelle polonaise.
Les productions étaient présentées aux sujets comme ayant été
rédigées par des élèves de classe de sixième. En fait, ces productions
avaient été construites, par les expérimentateurs, à partir de devoirs
d'élèves, sur trois aspects correspondant à des critères habituellement
utilisés pour l'évaluation de rédactions en langue maternelle. Ces trois
aspects, dont chacun prenait tantôt l'une, tantôt l'autre de deux modal
ités, étaient combinés orthogonalement dans le lot des productions à
juger.
Il s'agissait : a) de la « correction de la langue » (facteur L), laquelle
ne présentait pas (Ll) ou présentait (L2) des incorrections ; b) de
« l'organisation des idées dans le devoir » (facteur K), laquelle ne pré
sentait pas (Kl) ou présentait (K2) des incohérences ; et c) de 1' « ortho
graphe » (facteur Q), laquelle ne présentait pas (Ql) ou présentait (Q2)
des incorrections. Ces trois facteurs à deux modalités ont été croisés,
de sorte à définir huit types de productions : L1K1Q1, L1K1Q2,
L1K2Q1, L1K2Q2, L2K1Q1, L2K1Q2, L2K2Q1, L2K2Q2.
Les trois aspects manipulés n'épuisant pas les descriptions possibles
d'un lot de rédactions, nous avons utilisé huit textes de base3. Ces textes
de base ont été croisés avec les facteurs de construction, de sorte que sur
l'ensemble des sujets chaque texte soit présenté sous les huit versions
possibles correspondant aux huit types de productions. Toutefois,
pour des motifs de vraisemblance, un sujet ne pouvait recevoir un même
texte que sous une seule version. Chaque sujet a donc reçu un lot de
huit rédactions réalisant l'une des huit associations entre les textes et
les types, générées par un carré latin rang-voisinage. Caverni et Noizet
(1981) ont étudié les problèmes méthodologiques particuliers posés par
la conception de tels plans d'expérience et par l'analyse des données
qu'ils permettent de recueillir.
Les sujets se différenciaient du point de vue de leur style cognitif
quant à la dépendance-indépendance à l'égard du champ (facteur Z) :
seize d'entre eux étaient « plutôt indépendants du » (Zl), les autres étaient « plutôt dépendants du champ » (Z2).
Comme dans nos autres expériences, les sujets ont été sélectionnés par
le testGEFT de Witkin. Ont été considérés comme « plutôt dépendants
du champ » les sujets dont le score au test était compris entre 2 et 5
3. On entend par « texte de base » les aspects non construits du stimulus,
invariants pour toutes les modalités des sur lesquels le stimulus est
construit. Recueil de l'information et style cognilif 125
et comme « plutôt indépendants du champ » les sujets dont le score était
compris entre 15 et 18.
Les sujets devaient attribuer à chaque production trois notes, une
sur chacun des trois aspects manipulés : la correction de la langue,
l'organisation des idées, l'orthographe. Pour attribuer les notes, les
sujets ont utilisé l'échelle de notation polonaise usuelle en dix échelons
(2, 2+, 3 — , 3, 3 -h 4—, 4, 4 + , 5—, 5). La note la plus faible est 2,
5 étant la note la plus élevée. Par rapport à la valeur entière, la valeur
notée -f marque un écart d'un demi point (ainsi 2+ = 2,5) alors que
la valeur notée — marque un écart d'un tiers de point (ainsi 3 — = 2,7).
Deux consignes ont été utilisées (facteur C) : l'une (notation dia-
chronique) stipulait que le sujet devait noter toutes les productions
sur le critère L avant de les noter toutes sur le critère K, puis enfin
toutes sur le critère O (Cl)4 ; l'autre (notation synchronique) stipulait
que chaque production devait être notée sur les trois critères avant que
le sujet ne puisse considérer une autre production (C2). La passation de
l'expérience en présence d'un expérimentateur permettait de contraindre
les sujets au respect scrupuleux de ces consignes.
Le facteur « sujets » a été emboîté dans le facteur « consignes »,
de sorte que, pour chaque type de style cognitif, la moitié des sujets
devaient noter en diachronique et l'autre moitié en synchronique. Les
huit sujets de chaque sous-groupe constitué par le croisement des
facteurs Z et G ont été croisés avec les types de productions et les textes
de base selon un plan de mélange du type de celui présenté par Caverni
et Noizet (1981).
Tous les sujets se trouvent donc en consigne d'explicitation analy
tique de leurs jugements. L'analyse portera sur le traitement des cri
tères les uns par rapport aux autres.
Nous attendions que les sujets plutôt indépendants du champ
traitent les critères indépendamment les uns des autres quelle que soit
la consigne (notation en diachronique ou notation en synchronique) à
laquelle ils aient été soumis. En effet, des travaux antérieurs montrent
qu'il suffit que ces sujets soient en condition d'explicitation analytique
pour traiter indépendamment leurs critères de jugement (Caverni et
Drozda-Senkowska, sous presse). Compte tenu de ces mêmes travaux
nous attendions que les sujets plutôt dépendants du champ ne traitent
pas les critères les uns des autres lorsqu'ils notaient
en consigne synchronique. Nous n'avions pas d'hypothèse sur leur
comportement dans la consigne de notation diachronique, qui constitue
4. Nous aurions pu étudier un éventuel effet quant à l'ordre de prise
en considération des critères : Q puis L puis K, et K puis Q puis L. Mais
cette étude n'entre pas stricto sensu dans notre problématique, pour laquelle
la comparaison principale porte sur un effet entre les types de sujets pour
une même consigne. 126 J.-P. Caver ni et E. Drozda-Senkowska
en fait l'un des enjeux de notre expérience. Leurs résultats sous cette
condition manifesteront s'ils sont ou non capables de mobiliser une
procédure nouvelle qui modifie leur comportement spontané.
RÉSULTATS
Nous avons effectué deux analyses de variance (analyse des
comparaisons)5. L'une porte sur les notes partielles attribuées
par les sujets à chaque production sur chacun des trois aspects
manipulés. Une seconde analyse porte sur les notes globales de
chaque production, calculées par nos soins à partir des notes
partielles.
1. Analyse sur les notes partielles
L'analyse sur les notes consiste à se demander,
pour chaque type de sujets, d'une part si les indices portés par la
production influencent le jugement émis sur le critère auquel ils
correspondent, d'autre part s'ils influencent les jugements émis
sur les critères auxquels ils ne correspondent pas.
Le tableau 1 indique les moyennes des notes attribuées à
chaque type de production L * Q * K sur chaque critère (V) :
correction de la langue (VI), orthographe (V2), organisation des
idées (V3). Le tableau 2 indique la valeur des tests F pour les
différentes comparaisons demandées à partir du plan
S8 < Z2 * G2 > * L2 * 02 * K2 * V3.
Les résultats montrent : a) que le jugement émis sur chaque
critère est influencé par les indices qui lui correspondent dans le
matériel ; b) que, chez les sujets plutôt dépendants du champ en
consigne synchronique, le jugement sur un critère est influencé
par les indices relatifs aux autres Critères.
5. On a utilisé le programme VAR (de Lépine, Rouanet et Lebeaux,
1975) ; l'écriture des plans et des demandes de comparaisons respecte le
langage élaboré pour ce programme, de même que le choix de la statistique
de test, avec pour dénominateur le carré moyen d'interaction entre S et
la comparaison considérée, répond aux critères de validité énoncés par
Rouanet et Lépine (1977). Recueil de l'information et style cognitif 127
Tableau 1. — Moyennes des noies partielles
pour chaque traitement
et chaque condition
LQK Z1C1 Z1C2 Z2C1 Z2C2 Moyenne
46,75 47,63 46,25 111 47,25 46,97
48,75 49,00 48,00 48,38 47,75
45,75 47,00 47,00 44,25 46,00
211 28,00 27,00 26,5 37,75 29,81
47,00 48,25 48,25 48,63 48,03
47,63 45,75 47,63 45,13 46,53
121 46,75 48,00 47,38 48,00 47,53
25,13 25,13 25,13 37,63 28,25
47,00 46,33 48,88 47,00 47,31
221 25,5 25,50 26,8 35,75 28,41
23,3 24,25 24,75 30,75 25,78
47,63 46,63 47,33 41,38 45,75
112 47,38 46,75 48,25 47,38 47,44
48,00 48,63 48,00 48,00 48,16
25,13 25,13 28,25 38,00 29,13
26,13 25,5 26,38 35,88 212 28,47
48,00 48,25 48,25 47,63 48,03
27,38 26,38 27,00 34,83 28,91
122 47,38 47,63 47,00 35,50 44,38
23,83 25,50 25,50 26,38 25,31
26,38 25,13 26,25 29,50 26,81
222 24,25 26,38 25,5 26,75 25,72
22,63 22,63 23,00 25,88 23,53
26,00 26,38 26,38 26,00 26,19
Dans chaque case, de haut en bas, moyennes VI, V2, V3.
Zl : Sujets plutôt indépendants du champ ; Z2 : Sujets plutôt dépendants
du champ ; Cl : Prise d'information synchronique ; G2 : Prise d'information
diachronique ; L : Indices sur la correction de la langue ; Q : Indices sur
l'orthographe ; K : sur l'organisation des idées ; VI : Notes sur la
correction de la langue ; V2 : Notes sur l'orthographe ; V3 : Notes sur l'orga
nisation des idées. 128 J.-P. Cauerni el E. Drozda-Senkowska
Tableau 2. — Valeurs de F (1-7)
pour les différentes demandes de comparaisons
selon le type de sujets
Type de sujets
Compa-
raisons Z1C1 Z1C2 Z2C1 Z2C2
L/Vl 682,80 t1) 588,55 (x) 453,59 (*) 68,81 (x)
L/V2 0,66 0,81 2,30 5,54 (3)
L/V3 2,23 0,15 0,10 8,92 (2)
Q/Vl 1,02 0,04 0,36 79,15 (x)
Q/V2 641,14 (!) 420,95 (x) 1 669,07 (*) 174,13 (*)
Q/V3 0,00 0,62 0,64 30,40 (*)
K/Vl 0,16 0,18 0,13 31,38 (x)
K/V2 0,33 0,01 0,14 25,00 (*)
K/V3 380,40 (!) 373,00 (x) 391,24 (*) 214,70 (x)
(!) : (p < .002).
(2) : (p < .025).
(3) : (p ~ .05).
(*) : (p < .005).
2. Analyse sur les notes globales
La note globale pour une production, calculée par nos soins,
est la moyenne des notes partielles qui lui ont été attribuées.
L'analyse de ces permet notamment de comparer les
résultats obtenus ici avec ceux d'expériences antérieures dans
lesquelles seul un jugement global était requis du sujet pour
chaque production.
Le tableau 3 indique les moyennes des notes pour chaque type
de productions L * Q * K selon que les sujets étaient plutôt
indépendants (Zl) ou plutôt dépendants (Z2) du champ et selon
le mode de traitement des critères, diachronique (Cl) ou syn-
chronique (C2) qui leur était imposé. Le plan déclaré pour l'ana
lyse des comparaisons est S8 < Z2 * C2 > * L2 * Q2 * K2.
Nous avons analysé l'effet d'interaction L.Q.K (qui rend
compte de la prise en compte, les uns par rapport aux autres,
des facteurs descriptifs des types de production) selon les condi
tions Z * C (i.e. le type de sujet selon le type de consigne). Le
tableau 4 indique les contrastes et les tests F correspondants.
Ce n'est que sous la condition Z2C2, c'est-à-dire chez les sujets
plutôt dépendants du champ qui devaient traiter les critères 3. — Moyennes des notes globales pour chaque type L * 0 * K de production Tableau
selon le style cognitif des sujets plutôt indépendants (Zl)
ou plutôt dépendants (Z2) du champ et selon le mode de traitement des critères imposé,
traitement synchronique (Cl) ou traitement diachronique (C2)
Qi Q2
Ll Ll L2 L2
Kl 47,08 40,88 39,63 32,13 (+ 6,20) 7,50)
ZlCl (+ 6,91) (+ 7,05) r+ 7,09; (+ 7,84;
K2 40,17 32,54 24,29 33,83 (+ 6,34) 8,25;
47,88 Kl 40,79 40,46 32,63 (+ 7,09) 7,83)
Z2C1 (+ 7,42) (+ 7,54; (+ 7,80) (+ 6,91)
K2 40,46 33,88 32,92 24,83 (+ 6,58) 8,09)
Kl 47,33 40,33 39,83 32,54 (+ 7,00) 7,29)
Z1C2 (+ 6,12) (+ 7,08) (+ 7,29) (+ 6,99)
25,25 K2 41,21 33,34 32,75 (+ 2,34) 7,50)
Kl 46,17 43,83 44,21 35,96 (+ 7,87) 8,25)
Z2CÏ ( + 1,71) (+ 4,37) (+ 13,75) (+ 9,75)
K2 26,21 44,46 39,46 30,46 (+ 5,00) 4,25)
Entre parenthèses : contrastes entre moyennes adjacentes.

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