Variations aléatoires de la situation et comportement - article ; n°2 ; vol.54, pg 407-424

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L'année psychologique - Année 1954 - Volume 54 - Numéro 2 - Pages 407-424
18 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 : vendredi 1 janvier 1954
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F Bresson
Variations aléatoires de la situation et comportement
In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°2. pp. 407-424.
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Bresson F. Variations aléatoires de la situation et comportement. In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°2. pp. 407-424.
doi : 10.3406/psy.1954.8739
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1954_num_54_2_8739REVUES CRITIQUES
VARIATIONS ALÉATOIRES DE LA SITUATION
ET COMPORTEMENT
par François Bresson
E. Brunswik, au Symposium sur « Psychologie et méthode scienti
fique » du VIe Congrès international pour V Unité de la Science (7) notait
que « les situations où la nourriture peut être trouvée toujours à droite
et jamais à gauche, ou toujours derrière une porte noire et jamais
derrière une porte blanche, ne sont pas représentatives de l'environ
nement, mais reposent sur un scénario du monde, idéalisé en noir et
blanc, un peu dans le style d'Holywood ». C'est qu'en effet les situations
concrètes sont beaucoup plus souvent ambiguës que les
couramment utilisées au laboratoire. Cette ambiguïté découle imméd
iatement du fait que la connaissance de la situation est toujours part
ielle, elle ne pose nullement le problème philosophique d'une structure
stochastique ou totalement déterminée des phénomènes1. Il est donc
important d'étudier le comportement devant des situations ainsi
ambiguës dont les variations apparaissent aléatoires aux sujets qui y
font face.
Le problème va plus loin car il ouvre l'étude des conduites de déci
sion (choix avec risque). Les économistes ont d'ailleurs attiré l'attention
sur ces situations de choix : la conduite humaine est-elle dans ce cas
rationnelle, c'est-à-dire fondée sur l'appréhension de l'espérance mathé
matique ? S'il en est ainsi on peut faire l'hypothèse que les sujets
choisissent dans de telles situations l'éventualité qui doit à la fois rendre
1. Toutefois on sera ainsi amené à envisager les situations et les réponses
comme variant de façon aléatoire et les liaisons S-R comme des liaisons sto
chastiques. L'interprétation des statistiques sera donc fondamentalement
différente de la pratique courante où l'élément aléatoire est non pas la variable
étudiée mais une erreur qui s'attache aux mesures. 408 REVUES CRITIQUES
leurs gains maximaux et leurs pertes minimales. D'où l'importance de la
détermination de telles stratégies rationnelles qui a été développée dans
le célèbre ouvrage de von Neumann et Morgenstern : Theory of games
and economic behavior (38). Si le postulat d'un comportement rationnel
est psychologiquement justifié on peut en tirer une technique de déter
mination de l'utilité. C'est ce que proposent von Neumann et Mor
genstern (38 ; 3-3-2, p. 17) : « Acceptons pour un moment l'image d'un
individu dont le système de préférences est total et complet, c'est-à-dire
qui possède une intuition claire de sa préférence pour l'un de deux objets
ou plutôt pour l'un de deux événements imaginaires. Plus précisément
nous attendons de lui qu'il soit capable de dire lequel il préfère de deux
événements qui lui sont présentés comme une alternative de possibles.
« ... Par une combinaison de deux événements nous voulons dire
ceci : posons deux événements notés B et C, et, pour être plus simple,
posons la probabilité 50 % — 50 %. La « combinaison » est la prévision
que B se produise avec une probabilité 50 % et (si B ne se produit pas),
C avec la (restante) de 50 %. Nous insistons sur le fait
que les deux alternatives s'excluent mutuellement, qu'il n'existe ainsi
aucune possibilité de complémentarité ou autre. Qu'il existe aussi une
certitude absolue de l'apparition de soit B, soit C.
« ... Nous attendons que l'individu que nous considérons possède
une intuition claire de sa préférence pour l'événement A par rapport
à la combinaison 50-50 de B et C, ou l'inverse. Il est clair que s'il préfère
A à B et aussi à C, alors il le préférera aussi bien à la combinaison ci-
dessus ; de même, s'il préfère B aussi bien que G à A, il préférera alors
aussi la combinaison. Mais s'il devait préférer A à B, par exemple,
mais en même temps C à A, alors une assertion sur sa préférence de A
à la combinaison apporterait une information fondamentalement nouv
elle. Spécifiquement, s'il préfère maintenant A à la combinaison 50-50
de B et G, ceci fournira une base plausible pour l'estimation numérique
que sa préférence de A par rapport à B dépasse sa préférence de C par
rapport à A.
« Si ce point de vue est accepté, alors il y a un critère pour comparer
la préférence de G par rapport à A avec la préférence de A par rapport
à B. Il est bien connu que par là l'utilité — ou plutôt les différences
d'utilité — devient numériquement mesurable.
«... Les considérations ci-dessus sont ainsi fondamentalement dépen
dantes du concept numérique de probabilité... Les probabilités sont
souvent vues comme un concept subjectif plus ou moins de la nature
d'une estimation. Puisque nous proposons de l'utiliser pour construire
une estimation individuelle, numérique, de l'utilité, la vue ci-dessus
de la probabilité ne peut servir à cette fin. La procédure la plus simple
est, par conséquent, d'insister sur l'interprétation bien fondée de la
probabilité comme fréquence dans de longues séries d'épreuves. Ceci
donne directement le fondement numérique nécessaire. »
Ceci mène directement à un nouveau problème : celui de l'appré- BRESSON. — VARIATIONS ALÉATOIRES PE LA SITUATION 409 F.
hension des probabilités, directement ou par l'intermédiaire des fr
équences. On se trouve alors devant la question des « probabilités sub
jectives x1 qui fit l'objet d'une discussion au Colloque de Calcul des Prob
abilités (15) du Congrès international de Philosophie des Sciences
(Paris, 1949). M. Fréchet, dans son rapport général, résumait ainsi le
débat : « Quand on représente la probabilité comme objective ou sub
jective, il s'agit dans les deux cas d'une interprétation, à des fins pratiques,
d'une notion utilisée sous forme idéale dans une théorie mathématique
solidement assise.
« ... Proposer de faire du Calcul des Probabilités l'étude des opinions
individuelles, c'est mettre mieux encore en lumière la nécessité des
notions objectives en Calcul des Probabilités. A condition, d'ailleurs,
que cette étude des opinions soit elle-même objective, elle pourra être
intéressante, mais ce sera de la Psychologie et non pas un Calcul des
Probabilités.
« ... Toute théorie subjectiviste suppose... que les jugements de
probabilité émis par un même individu sont, entre eux, cohérents.
Mais si ces jugements sont simplement l'expression d'états d'âme spon
tanés, pourquoi respecteraient-ils les principes des probabilités totales
et composées ? En considérant le procédé habituel consistant à imaginer
que l'estimation subjective de la probabilité est basée sur la méthode du
pari, de Finetti fait très ingénieusement observer que si l'ensemble de
ces estimations n'était pas cohérent l'adversaire du parieur pourrait
— comme on peut le démontrer — choisir les enjeux de sorte que le
parieur perde sûrement et même perde une somme déterminée arbi
trairement d'avance, indépendamment des résultats des épreuves...
De Finetti laisse entendre qu'instruit par l'expérience, le parieur recti
fiera ses estimations et que celles-ci finiront par être cohérentes. »
Le débat repose ici sur la nécessité, ou non, de recourir aux fréquences
pour aborder la notion empirique de probabilité (la théorie mathématique
axiomatique étant hors de cause) et sur l'intérêt de la conception de
la probabilité d'un cas isolé. Comme nous l'avons vu il s'agit là d'une
question mathématique qui mène à des problèmes psychologiques et
plus loin économiques.
Pour aborder cette étude on va être amené à reprendre l'analyse
des jeux de hasard sous l'angle des conduites effectives des joueurs.
La psychologie renoue ainsi avec les travaux de Pascal, de Bernouilli,
de Condorcet et de Laplace. On va retrouver ici des notions telles que
celles de « fortune morale » et « fortune physique », correspondant à
une espérance morale et à l'espérance mathématique que Daniel Ber-
1. Le concept de « probabilités subjectives » a plusieurs acceptions :
1) l'estimation d'une probabilité que l'on attache à la réalisation d'un événe
ment unique; 2) l'estimation d'une probabilité à partir d'une fréquence non
objectivement contrôlée (nous parlerons d'estimation de fréquence) ; 3) la
préférence attachée par certains sujets à certaines valeurs de probabilités
mathématiques (par exemple dans des situations de jeux). 410 REVUES CRITIQUES
nouilli introduisit pour résoudre le paradoxe de Saint-Pétersbourg.
On sait que ces notions furent à l'origine de la théorie de Fechner et
l'amenèrent à considérer l'échelon différentiel de Weber comme une
différentielle que l'on pouvait intégrer. Ainsi les notions de probabilités
rentrent de nouveau dans la psychologie.
Apprentissage de fréquences d'événements aléatoires ou risques
successifs pris dans des situations de jeux de hasard, il s'agit toujours
de situation où la conduite tenue mènera tantôt à une réussite, tantôt
à un échec, tantôt à un gain, tantôt à une perte. On se trouve donc
devant des renforcements partiels d'une série de comportements réitérés.
Cette notion de partiels dans le conditionnement avait
déjà été mise en évidence par Pavlov Pavant-dernier chapitre
de son livre sur les réflexes conditionnels (39). Cette situation introduit
aussi à l'étude de la frustration. Ce domaine d'étude des situations
aléatoires n'est donc pas une simple curiosité et le caractère partiel
des études dont nous allons rendre compte tient surtout à ce que l'explo
ration en est ici à son début.
I. — Situations de risque et probabilités subjectives
L'attention a d'abord été attirée sur des préférences possibles pour
certaines probabilités dans les choix, par l'étude de la télépathie et de
la perception extra-sensorielle. Vers 1937-1938, diverses études (14-17)
montrèrent que ces préférences pouvaient jouer un rôle dans les pré
tendues expériences de télépathie et rendre compte, parce que communes
aux sujets et aux expérimentateurs, de réponses qui apparemment
dépassaient ce que le hasard aurait donné. E. Beckneil (2-3) fut ainsi
amenée à mettre en évidence l'importance du choix de la catégorie
d'épreuves dans la détermination des probabilités et à la suite de Keynes,
à attirer l'attention sur le rôle de 1' « idéologie » dans la détermination
des probabilités subjectives. C'est avec la théorie de von Neumann et
Morgenstern (38) que le problème a rebondi. Preston et Baratta (40)
soumirent ce problème à une analyse expérimentale pour mettre en
évidence le rôle des 3 paramètres essentiels de ces situations : probabilité
du gain, valeur de gain, valeur de l'enjeu — paramètres qui peuvent
chacun avoir une valeur objective et une estimation par le sujet. A cet
effet ils combinent une série de jeux de cartes tels que les probabilités
de gagner varient de 0,01 à 0,99 avec les valeurs intermédiaires 0,05 ;
0,25 ; 0,50 ; 0,75 ; 0,95. Comme il y a 6 gains possibles (5, 50, 100, 250,
500, 1.000 points), il y a 42 combinaisons de ces deux paramètres. Les
jeux sont effectués soit par deux, soit par 4 joueurs. Les gains terminaux
en points donnaient droit selon leur valeur à des bonbons, des cigarettes
ou des cigares. Les sujets furent des étudiants, hommes et femmes,
et des professeurs, dont plusieurs enseignaient les mathématiques ou
la statistique. Us concluaient de leurs résultats qu'il existait une échelle
de probabilités subjectives, différente des probabilités objectives, indé- BRESSON. VARIATIONS ALÉATOIRES DE LA SITUATION 411 F.
pendamment des connaissances théoriques que les sujets pouvaient
avoir sur les probabilités. Cette échelle correspond à une surestimation
des faibles probabilités (< 0,05) et une sous-estimation des fortes probab
ilités (> 0,25). Il existerait par conséquent un point d'indifférence.
Dans cette expérience, ce point d'indifférence se situait, par détermi
nation graphique, pour une probabilité objective de 0,20, ce qui corres
pondait à peu près à la moyenne géométrique des valeurs utilisées.
Ces auteurs émirent l'hypothèse que ce point d'indifférence pouvait
être rapproché du niveau d'adaptation, défini par Helson (24) pour les
données psychophysiques (il le définit d'ailleurs comme la moyenne
logarithmique lorsqu'il n'y a pas d'étalon). L'importance du gain
n'influait pas sur ce niveau d'indifférence, pas plus que le nombre des
joueurs engagés, bien que ce dernier paramètre augmente l'effet de sous-
estimation et de surestimation des valeurs extrêmes. Dans la recherche
d'une stratégie maximisant les gains, ces sujets semblent combiner
probabilités « subjectives » et valeur selon une formule multiplicative
simple qui devrait permettre de retrouver une échelle de probabilités
subjectives.
Une confirmation de ces résultats a été recherchée dans d'autres
domaines. Griffith (22) étudia ainsi la distribution des paris dans les
courses de chevaux. Il constata en analysant les résultats de 1.386 courses
que si les paris reflétaient assez bien, dans l'ensemble, les chances de
gagner qu'avaient les chevaux engagés ces courses (déterminées à
partir des réussites effectives) il y avait cependant là aussi une erreur
systématique : surestimation des faibles probabilités, sous-estimation
des fortes probabilités. Mais ici le point d'indifférence se situait encore
entre 0,05 et 0,25 (0,16), et ne correspondait plus à la moyenne géomét
rique : l'hypothèse de Preston et Baratta de rapprocher cette valeur
du niveau d'adaptation de Helson ne pouvait être maintenue.
C'est encore à des situations concrètes que Sprowls (42) s'est adressé :
loteries nationales françaises, espagnoles, mexicaines. Ces situations
présentent en effet un certain nombre de caractéristiques intéressantes
pour cette étude : situations effectives intéressant de larges populations
et intégrées à des données économiques réelles, importance et variété
des gains possibles, jeux mathématiquement non équitables (puisque
comportant un gain certain pour l'organisateur) qui impliquent donc
que les joueurs ne se conforment pas à une stratégie qui reposerait sur
l'espérance mathématique (sinon ils ne prendraient évidemment pas
de billets). L'auteur envisage deux situations pour analyser ses données :
1) Le sujet envisage la totalité des prix proposés : il se détermine pour
gagner un prix quelconque. 2) Le sujet vise les prix au-dessus d'une
certaine valeur nominale. Il y a ainsi deux évaluations de la probabilité
de gain pour un billet. On a vu que les recherches de Preston et
Baratta avaient amené ces auteurs à distinguer trois régions dans
l'échelle des probabilités : 1° P <J! 0,05 : faibles probabilités qui sont
surestimées ; 2° 0,05 < P < 0,25 région d'indifférence, où probabilités 412 REVUES CRITIQUES
subjectives et objectives se correspondent ; 3° P J> 0,25 région de
« fortes » probabilités, sous-estimées. Sprowls postule que dans ces
loteries il ne peut y avoir sous-évaluation, par la structure même de
la situation non mathématiquement équitable, la région 3 devrait
donc être exclue des paris. Si ceux-ci sont répartis dans la région 1
il y a accord avec ces résultats, s'ils se répartissent en 2 l'incer
titude des limites de cette région n'entraîne qu'un accord douteux. Si
l'on fait l'analyse dans la perspective du gain d'un prix quelconque,
pour les trois loteries étudiées ces probabilités de gain tombent dans
la région 2 (et non 3). Dans le cas où les parieurs visent le plus gros des
lots, et où l'on estime (conformément à l'opinion des organisateurs des
loteries) que les lots de petite importance ne sont là que pour inciter
leurs gagnants à racheter des billets, dans les trois loteries envisagées
les probabilités sont plus petites que 0,05. Il y a donc accord ici encore
avec les résultats de Preston et Baratta.
Mosteller et Nogee (37) ont cherché de leur côté à mettre à l'épreuve
de l'expérience les hypothèses de von Neumann et Morgenstern que
nous avons exposées ci-dessus1. Ils ont à cet effet confronté des sujets
(étudiants) à des situations de jeux (poker dice). Les enjeux étaient
identiques, les gains variables. Ils cherchaient à déterminer pour chaque
sujet et pour chaque valeur de probabilité le pari que le joueur accep
terait de faire 50 % des fois. En supposant pour définir une unité
d'utilité qu'une perte de 5 cents a une utilité de — 1 « utile » et en reliant
les paris pour lesquels le sujet est indifférent aux espérances mathémat
iques qui y correspondent on obtient une échelle des relations entre
valeur objective et valeur subjective de la monnaie pour chaque sujet.
Ces courbes diffèrent de sujet à sujet mais montrent une certaine fidé
lité individuelle d'une situation à une autre. Ces courbes manifestent
aussi les phénomènes déjà observés de sous-estimation, mais pour les
étudiants cette sous-estimation est continue à travers l'échelle des
probabilités, sans manifestation de surestimation des faibles probabil
ités, ni par conséquent de point d'indifférence. Au contraire sur des
gardes nationaux ils ont trouvé ce phénomène avec un point d'indiffé
rence aux environs de 0,50. Toutefois ces échelles ne pouvaient être
généralisables que si l'on connaissait mieux les facteurs qui déterminent
la variation des attitudes des sujets en face de situations qui impliquent
des choix auxquels on peut faire correspondre des valeurs objectives
de la probabilité et par conséquent une espérance mathématique déter
minée.
Edwards a soumis ces problèmes à une expérimentation systématique
(11-12-13). Il utilise une sorte de billard analogue aux appareils à sous
1. Cet article a été critiqué par Katona (32) qui estime que cette situation
de jeux ne correspond pas au comportement rationnel concret qui intervien
drait dans les situations économiques. La prescription d'un choix entre deux
alternatives ne correspond pas à l'organisation des moyens pour atteindre
une fin (ici la maximisation du profit). F. BRESSON. — VARIATIONS ALÉATOIRES DE LA SITUATION 413
de nos cafés. Il est construit de telle sorte que la bille a apparemment
des chances égales de rouler dans l'une des 8 cases disposées au bas de
l'appareil. Pour qu'il en soit effectivement ainsi ce billard est « pipé » :
une série d'électro-aimants commandent le parcours effectif de la bille,
et leur jeu dépend d'une bande qui permet d'assurer l'arrivée dans une
case déterminée à chaque coup. On combine cette bande en sorte que
la répartition des cases gagnantes corresponde, grâce à une table de
nombres au hasard, à une distribution effectivement « au hasard »,
avec la restriction que deux cases n'apparaissent pas plus de deux fois
en succession et qu'un nombre ne soit pas plus fréquent qu'un autre
dans l'ensemble des épreuves. Les sujets ignorent naturellement ce
dispositif et tout porte à croire qu'ils n'en prennent jamais conscience.
Il utilise une méthode de comparaison par paires entre paris d'égale
espérance mathématique. A cet effet il constitue 3 groupes de 8 paris
chacun : un avec une espérance mathématique positive (E. M. P.),
un avec une espérance mathématique nulle (E. M. Z.) et un autre avec
une espérance mathématique négative (E. M. N.). L'espérance mathé
matique positive est de $ 0,52 1/2, et l'espérance mathématique négative
correspond à une perte de la même somme. On apparie tous les paris
d'un même niveau d'E. M. Les consignes inscrites sur des cartes sont
du type « si la bille roule en 4, vous gagnez $ 4,20, ailleurs rien » ; pari
que l'on doit comparer, pour choisir, avec par exemple : « Si la bille roule
en 1 ou en 7 vous gagnez $ 2,10 », inscrit sur la même carte. Pour l'e
spérance mathématique nulle il y a perte ou gain. Les 84 cartes battues
sont présentées à 12 étudiants de Harvard « choisis au hasard » et qui
participent individuellement à l'expérience. On note pour chaque S
une série de renseignements sur son niveau socio-économique, ses res
sources, son histoire personnelle. Les résultats n'ont d'ailleurs révélé
aucune relation entre ces données et les paris effectués ce qui est peut-
être une indication sur la portée de ces méthodes dans l'investigation
des comportements économiques.
L'expérience comporte 3 étapes : 4 séries sans enjeu, 6 avec des
jetons et 4 « réelles » avec de l'argent. On continue au besoin après
l'expérience pour faire regagner au sujet ses pertes et lui laisser un
bénéfice de $ 1, « pour que l'on puisse continuer des expériences de ce
type à Harvard ».
Les résultats montrent que les sujets préfèrent des gains très pro
bables (avec E. M. P.) mais faibles à des gains peu probables mais
importants, et cela d'autant plus que gains et pertes sont effectifs, en
monnaie réelle. Qu'ils préfèrent, d'autre part, les pertes peu probables
avec E. M. N. plus fortes. Ce qui est plus remarquable c'est une tendance
générale à préférer la valeur 4/8 et à écarter la valeur 6/8 de probabilité
de gain ; dans les expériences E. M. N. on trouve une tendance corre
spondante à éviter la valeur 4/8 (= 0,5) mais de façon moins prononcée.
Avec l'espérance mathématique nulle les sujets écartent la probabilité
8/8 (=* 1) qui ne constitue plus un jeu, les paris se déplacent alors aussi 414 REVUES CRITIQUES
vers la préférence de gains plus élevés et moins probables qu'avec une
espérance mathématique positive. Sur ces points l'étude des lignes de
régression montre un bon accord entre les sujets. Enfin, point très
important pour les applications possibles du postulat de von Neumann
et Morgenstern de la mesure des utilités, il n'y a pas transitivité parfaite
des préférences. Ceci apparaît avec l'existence de « triades non cohé
rentes » dans les comparaisons par paires : A > B, B > G, G > A, qui
par conséquent sont intransitives. Toutefois cette intransitivité reste
assez faible (1/4 du nombre des cas possibles) et décroît au fur et à
mesure que l'expérience progresse — la valeur de probabilité 4/8 étant
nettement moins fréquente que les autres dans ces triades. L'auteur
suggère que cette incohérence peut être considérée comme une « erreur
au hasard » dans l'ensemble des jugements émis, correspondant à une
situation où l'orientation des dépend de plusieurs catégories
indépendantes de stimuli. Ces résultats écartent, pense Edwards, la
possibilité de constituer une échelle de probabilités subjectives, deux
inconnues inter-agissant dans le choix, la probabilité et la valeur
escomptée, on ne peut constituer une échelle par rapport à l'une des
valeurs en supposant l'autre constante.
Pour compléter ces premiers résultats, Edwards a entrepris de
nouvelles expériences en introduisant les comparaisons entre paris de
différentes espérances mathématiques — le modèle traditionnel impli
quant ici aussi une stratégie de choix de l'E. M. maximale (si positive)
ou minimale (si négative). Ces expériences ont été faites avec le même
dispositif, les sujets commençaient les deux premiers jours dans les condi
tions de la première expérience (8 E. M. P. de $ 0,525, 8 E. M. N. de
$. — 0,525 et 8 E. M. Zéro), les quatre derniers jours ils jouaient avec
une espérance mathématique variable. Les épreuves préliminaires
étaient destinées à éprouver la fidélité des résultats des expériences
précédentes et à fournir des indications sur les préférences des sujets
pour certaines valeurs de probabilités. Le schéma de l'expérience reste
identique bien que l'appariement des paris soit plus délicat : la diff
érence entre les deux E. M. doit être > $ 0,02. Les espérances mathé
matiques nulles sont préparées par combinaison des positives et négatives, certaines cases du billard entraînant
des gains et d'autres des pertes. Les résultats se montrent complexes.
Pour les E. M. P. les sujets montrent une tendance générale à appliquer
la stratégie rationnelle mais avec des écarts très nets, difficiles d'ailleurs
à relier aux préférences montrées dans les expériences précédentes.
Les espérances mathématiques négatives se montrent mieux en accord
avec la stratégie et les déviations s'accordent avec les préférences mont
rées dans les épreuves préliminaires. Enfin dans les situations où
l'espérance mathématique est nulle ce sont ces préférences qui dominent,
la stratégie rationnelle paraissant ignorée. Il semble donc que l'on ait
deux facteurs qui peuvent émerger tour à tour pour déterminer les
choix des sujets : lorsque les préférences et les différences d'espérances BRESSON. — VARIATIONS ALÉATOIRES DE LA SITUATION 415 F.
mathématiques sont en forte opposition la prédiction semble pouvoir
se faire à partir des préférences (E. M. Z.), au contraire lorsque cette
opposition est faible le choix semble guidé par un compromis. L'in-
transivité des choix n'augmente pas avec ces situations. On peut sup
poser que des différences plus grandes entre les espérances mathématiques
auraient rapproché les choix de la stratégie rationnelle. Ces résultats
confirment de toute façon la difficulté de la mesure de l'utilité préco
nisée par von Neumann et Morgenstern. L'auteur suggère de développer
séparément des échelles subjectives de probabilités (qui tiennent compte
des préférences) et des échelles d'utilité ; le modèle mathématique
(stratégie rationnelle) pourrait alors être sans doute utilisé avec ces
échelles pour prédire des décisions dans des situations de choix impli
quant un risque. Dans une dernière série d'expériences Edwards a
cherché à apprécier la généralité des résultats précédemment obtenus.
La stabilité des préférences apparaît nettement d'un groupe à un autre :
avec des sujets différents (dont 47 effectuent collectivement leurs choix
devant la projection des cartes portant les paris — ce qui permet d'éten
dre les préliminaires sans enjeux) les courbes obtenues sont très voisines,
maximum à 4/8, minimum à 6/8 pour E. M. P. et E. M. Z. ; minimum
à 4/8 pour E. M. N. ; préférences les pertes importantes avec une
faible probabilité. La seule différence est une tendance plus marquée
à éviter la valeur 3/8 pour les E. M. P. et E. M. Z. Le changement du
numérotage des cases sur le billard n;apporte pas non plus de différence.
La répétition (grâce ä la disposition de la bande qui commande les
électro-aimants) des résultats des épreuves n'entraîne pas beaucoup
d'effets sur les choix suivants. Pour évaluer l'effet de situation il a
combiné une situation très différente du billard initial : une sorte de
jeu de combat naval où les sujets ont à effectuer un « débarquement »
dans l'un des 8 ports d'une île pour s'emparer de munitions entreposées l'un de ces ports. Dans la situation d'attaque par ruse ils réussis
sent s'ils choisissent le « bon » port, mais ne peuvent rien perdre (E. M. P.).
Dans l'attaque préventive ils ne peuvent que perdre des munitions
sans en gagner (E. M. N.). Dans l'attaque « en force » ils peuvent perdre
ou gagner des munitions, selon qu'ils ont ou non parié sur le « bon »
port (E. M. Z.). Les résultats montrent, avec des différences secondaires,
les mêmes types de préférences que dans les expériences précédentes.
Enfin dans une dernière recherche, l'utilisation de niveaux d'espérance
mathématique très différents ne modifie pas non plus ces effets qui
apparaissent donc là très stables et qui constituent par eux-mêmes,
indépendamment de la difficulté qu'ils apportent à la mesure de l'uti
lité, un problème qui reste entier.
Marks (35) et Irwin (28) ont aussi montré, d'une manière différente,
que le comportement réel ne correspond pas à une détermination
« rationnelle » par la probabilité. Marks s'adresse à des enfants de 9
à 12 ans et leur demande de dire s'ils estiment qu'en extrayant au hasard
une carte d'un jeu qui contient une proportion déterminée de cartes

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