3.4.3.3 Les distances perceptives

Nous avons effectué une MDS afin de mettre en évidence les distances inter linguistiques qui sont la conséquence des regroupements faits par les sujets japonais à partir des stimuli de l’expérience.

De même que pour les populations précédentes et pour des raisons similaires (i.e., la proportion de la variance expliquée par les premières dimensions), nous avons choisi de tenir compte des trois premières dimensions qui sont représentées dans les plans D1/D2 et D1/D3.

Cette représentation a été obtenue à partir de la matrice des réponses suivante (voir la méthodologie dans la section 3.4.1.3.) :

La proportion de variance expliquée par les trois premiers facteurs est mise en évidence dans la figure suivante.

Ainsi, la première dimension est la plus pertinente, car elle explique 56,78% de la variance. La seconde dimension explique 28,46%, alors que la troisième justifie de 13,89% de la variance. Enfin, la quatrième dimension explique une proportion de 0,86% de la variance. Les trois premières dimensions permettent donc d’expliquer 99,14% de la variance. Bine que nous allons représenter aussi les données en fonction de la troisième dimension, il faut cependant noter que cette dimension n’est pas aussi pertinente que les deux premières.

La distribution des langues romanes dans les deux plans d’analyse est montrée dans la figure ci-dessous.

La première dimension dans l’espace D1/D2 oppose trois groupes linguistiques, {français, espagnol}, {italien, portugais} et {roumain}. Le roumain est quasi-indifférent à cette distribution, car il se trouve à la proximité de l’axe. Nous pouvons remarquer que les deux derniers groupes réunissent les idiomes les mieux représentés dans les paires de stimuli pour lesquelles le score s’est avéré supérieur à la chance. Le premier sous-groupe réunit les langues qui ont bénéficié d’un fort pourcentage de scores proches du hasard, qu’il s’agisse de combinaisons avec elles-mêmes ou avec les autres langues romanes. Etant donné le caractère totalement inconnu de la plupart des idiomes néo-latins pour les sujets japonais, cette dimension serait peut-être un axe de séparation des langues ayant fourni des indices acoustiques pertinents {italien, portugais, et, peut-être, roumain}, des langues plus difficiles à discerner {français, espagnol}. Par ailleurs, cette dimension est la plus importante, car elle compte pour 56,78% de la variance.

Il faut noter que deux langues, le portugais et le roumain, regroupées comme similaires par les deux précédentes populations sont traitées différemment ici. Les Japonais semblent avoir perçu des indices saillants qui séparent ces deux langues. Nous avons vu que le portugais est perçu comme plus proche de l’italien et le roumain est neutre. À l’opposé de ce regroupement, le français et l’espagnol forment un groupe de langues. Néanmoins, compte tenu de l’impact du hasard dans l’obtention de ces résultats, une interprétation des critères qui se trouvent à la base de ce regroupement nous semble spéculative.

La D2 est plus difficile encore à interpréter, et exception faite du statut privilégié du roumain qui est encore une fois bien isolé et opposé ainsi aux quatre autres langues romanes, aucun regroupement pertinent ne peut être signalé. Au contraire, le nuage de points constitué par les autres idiomes restants est particulièrement proche de l’axe, d’où la quasi-indifférence des données par rapport au facteur 2. Il en est de même pour la D3, qui sépare plus particulièrement l’espagnol du français. Toutefois, compte tenu de la faible proportion de variance expliquée par les deux dernières dimensions, c’est surtout le premier facteur qui peut justifier cette ’cartographie linguistique’ ad hoc.