Analyses préliminaires et Conformité des resultats

Tâches « Papier-Crayon » - Les données concernant les scores moyens pour chaque tâche sont résumées dans le tableau 3.

Tableau 3 : Scores moyens obtenus dans chaque tâche « papier-crayon ». Les erreurs standard sont données entre parenthèses. Notes. Déno : Dénomination ; Lect. : Lecture ; Intr. : Interférence.

TÂCHE DES MATRICES – Les données concernant les scores moyens et les latences moyennes pour chaque type de questions sont résumées dans le tableau 4. Pour les analyses ultérieures, le score obtenu aux questions « item » renverra à une diffusion « intra-trace » et le score « propriété » renverra à une diffusion « inter-traces ».

Tableau 4 : Score Moyen et latence (en ms) pour chaque type de questions (propriété ou item). Les erreurs standard sont entre parenthèses.

D’un point de vue global, il semblerait bien que ces deux types de questions n’interrogent pas le même type de diffusion d’activation. En effet, les participants répondent significativement mieux et plus rapidement aux questions « propriété » qu’aux questions « item » respectivement (t(47)=10,88; p<.01 et t(47)= 2,99;p<.01). Nous reviendrons sur ce résultat lors de la discussion intermédiaire.

PARADIGME DRM – Au niveau de la phase d’étude, les données du rappel sont résumées dans le tableau 5.

Tableau 5 : Probabilité de rappel brut, faux rappel et rappel exact (différence rappel brut et faux rappel). Les erreurs standard sont entre parenthèses.

Contrairement aux études précédentes, à l’aide du paradigme DRM (e.g. Roediger & McDermott, 1995), le taux de faux rappel est marginal dans notre étude. Ceci s’explique en partie par des résultats en rappel brut nettement supérieurs à ceux observés par Roediger et McDermott (.65, expérience 1). De plus, nous n’avons pas jugé primordial de conduire une analyse sur la position sérielle des faux rappels (Roediger & McDermott, 1995, expériences 1&2) pour chaque participant ou pour chaque liste (voir Roediger et al., 2001).

Au niveau de la phase test, les données sur les probabilités de répondre « ancien » ou « nouveau » pour chaque type d’item ainsi que les latences associées sont résumées dans le tableau 6.

Tableau 6 : Probabilité (P) de réponse (ancien ou nouveau) et latences (RT en ms) pour chaque type d’items dans la phase test du DRM. Les erreurs standard sont entre parenthèses.

Un premier constat est le taux élevé de reconnaissance correcte pour les items étudiés comparativement à l’étude 1 de Roediger et McDermott (.98 vs. .86). De plus, nous avons conduit une ANOVA à mesures répétées sur la probabilité de répondre ancien avec comme variable aléatoire le facteur Sujet et comme variable intra-sujet, le type d’items non-étudiés.

Cette analyse a mis en évidence un effet principal significatif du facteur type d’items non-étudiés (F(2,94) = 129,77, p<.01). Comme illustré par le tableau 6, les contrastes planifiés montrent que les participants font significativement plus de fausses reconnaissances pour les items critiques que pour les items reliés (F(1,47) = 175,15, p<.01) et que pour les items non-reliés (F(1,47) = 212,37, p<.01), alors que le taux de FR_ec ne diffèrent pas significativement entre ces deux derniers (F(1,47) = 1,79, p=.18).

De plus, étant donnée la répartition des probabilités de répondre « ancien » ou « nouveau », il nous semble que seules les latences pour les items critiques sont comparables. Il apparaît que les participants répondent plus rapidement qu’un item critique est ancien (i.e. une fausse reconnaissance) que nouveau (i.e. un rejet correct), t(40⁶²) = 2,39, p<.05.

PARADIGME MCI - Les données sur les probabilités de répondre « ancien » ou « nouveau » pour chaque type d’item ainsi que les latences associées sont résumées dans le tableau 7.

Tableau 7 : Probabilité (P) de réponse (ancien ou nouveau) et latences (RT en ms) pour chaque type d’items dans la phase test du paradigme MCI. Notes. MCI : Memory conjunction illusory . Les erreurs standard sont entre parenthèses.

Un premier constat est le taux de reconnaissance correcte comparable à celui obtenu par Reinitz et collaborateurs dans l’expérience 1A et 1B (.888 vs. .885). Nous observons aussi que les participants répondent significativement plus « ancien » pour les items non-étudiés MCI que feature, t(47)= 7,89, p<.01.

Comme pour la phase test du paradigme DRM, il nous semble que seules les latences pour les items MCI sont comparables (ancien vs. nouveau). Il apparaît que les latences ne diffèrent pas significativement pour les items MCI, t(43⁶³)<1.