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Comment appeler des variables qui mesurent les préférences aléatoires de l'homme pour sélectionner un stimuli expérimental donné ?

Comment appeler des variables qui mesurent les préférences aléatoires de l'homme pour sélectionner un stimuli expérimental donné ?


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Je comprends que dans certains cas, étant donné un ensemble d'objets, les sujets humains invités à en sélectionner un au hasard auront tendance à privilégier l'un par rapport aux autres.

Nous connaissons tous la situation où "37" sera privilégié lorsqu'on lui demandera de sélectionner un nombre aléatoire entre 1 et 100, et j'ai déjà entendu dire que le carré en haut à droite d'un carré divisé en quatre carrés serait favorisé, etc.

Ma question est : quelle est la Nom pour ces types de variables ? (Variables Schleiderman ? Variables Steinman ?… )

Merci.


Les sciences comportementales et sociales : réalisations et opportunités.

Ce chapitre concerne les recherches sur la collecte, la représentation et l'analyse des données qui sous-tendent les connaissances en sciences comportementales et sociales. Une telle recherche, de caractère méthodologique, comprend des approches ethnographiques et historiques, la mise à l'échelle, la mesure axiomatique et les statistiques, avec ses proches parents, l'économétrie et la psychométrie. Le domaine peut être décrit comme incluant l'étude consciente de la façon dont les scientifiques tirent des inférences et tirent des conclusions à partir d'observations. Étant donné que les statistiques sont la plus grande et la plus importante des approches méthodologiques et qu'elles sont utilisées par des chercheurs dans pratiquement toutes les disciplines, les travaux statistiques attirent la part du lion de ce chapitre.

Des problèmes d'interprétation des données surviennent chaque fois que des variations inhérentes ou des fluctuations de mesure créent des difficultés pour comprendre les données ou pour juger si les relations observées sont significatives, durables ou générales. Quelques exemples : une forte augmentation mensuelle (ou annuelle) du taux de délinquance juvénile (ou de chômage) dans un domaine particulier est-elle alarmante, une fluctuation périodique ou aléatoire ordinaire, ou le résultat d'un changement ou d'une bizarrerie dans la méthode de signalement ? Les modèles temporels observés dans de telles observations répétées reflètent-ils un mécanisme causal direct, un complexe de mécanismes indirects ou simplement des imperfections dans les données ? La diminution des accidents de voiture est-elle un effet d'une nouvelle loi sur la ceinture de sécurité ? Les désaccords entre les personnes décrivant un aspect d'une sous-culture sont-ils trop importants pour tirer des conclusions valables sur cet aspect de la culture ?

De telles questions d'inférence sont souvent étroitement liées à une théorie substantielle et à des données spécifiques, et dans une certaine mesure, il est difficile et peut-être trompeur de traiter séparément les méthodes de collecte, de représentation et d'analyse des données. Ce rapport le fait, comme toutes les sciences dans une certaine mesure, car les méthodes développées sont souvent beaucoup plus générales que les problèmes spécifiques qui les ont initialement suscitées. Il y a beaucoup de transfert d'idées nouvelles d'un domaine substantiel à un autre et vers et depuis des domaines en dehors des sciences comportementales et sociales. Certaines des méthodes classiques de statistique sont apparues dans des études d'observations astronomiques, de variabilité biologique et de diversité humaine. La croissance majeure des méthodes classiques s'est produite au XXe siècle, fortement stimulée par les problèmes de l'agriculture et de la génétique. Certaines méthodes de découverte de structures géométriques dans les données, telles que la mise à l'échelle multidimensionnelle et l'analyse factorielle, sont issues de la recherche sur les problèmes psychologiques, mais ont été appliquées dans de nombreuses autres sciences. Certaines méthodes de séries chronologiques ont été développées à l'origine pour traiter des données économiques, mais elles sont également applicables à de nombreux autres types de données.

Même une liste aussi abrégée montre clairement que les améliorations méthodologiques sont précieuses dans tout le spectre de la recherche empirique dans les sciences comportementales et sociales ainsi que dans l'application aux questions de politique. De toute évidence, la recherche méthodologique sert de nombreux objectifs différents, et il est nécessaire de développer différentes approches pour servir ces différents objectifs, notamment l'analyse exploratoire des données, l'inférence scientifique sur les hypothèses et les paramètres de la population, la prise de décision individuelle, la prévision de ce qui se passera en cas d'événement ou d'absence. d'intervention et évaluer la causalité à partir d'expériences randomisées et de données d'observation.

Cette discussion de la recherche méthodologique est divisée en trois domaines : la conception, la représentation et l'analyse. La conception efficace des enquêtes doit avoir lieu avant la collecte des données, car elle implique la quantité, le type et la manière dont les données doivent être collectées. Quel type d'étude est réalisable : expérimentale, enquête par sondage, observation de terrain, ou autre ? Quelles variables doivent être mesurées, contrôlées et randomisées ? Dans quelle mesure un groupe de sujets ou une période d'observation est-il approprié ? Comment les ressources de l'étude peuvent-elles être réparties le plus efficacement possible entre les différents sites, instruments et sous-échantillons ?

La construction de représentations utiles des données implique de décider quel type de structure formelle exprime le mieux les concepts qualitatifs et quantitatifs sous-jacents qui sont utilisés dans une étude donnée. Par exemple, le coût de la vie est un concept simple à quantifier s'il s'applique à un seul individu avec des goûts constants sur des marchés stables (c'est-à-dire des marchés offrant la même gamme de produits d'année en année à des prix variables), mais en tant qu'agrégat national pour des millions de ménages et des marchés de produits de consommation en constante évolution, le coût de la vie n'est pas facile à préciser ou à mesurer de manière fiable. Les statisticiens, les économistes, les sociologues et d'autres experts ont longtemps lutté pour faire du coût de la vie un concept précis mais réalisable qui soit également efficace à mesurer, et ils doivent continuellement le modifier pour refléter l'évolution des circonstances.

L'analyse des données couvre la dernière étape de la caractérisation et de l'interprétation des résultats de la recherche : peut-on estimer les relations entre les variables ? Peut-on tirer une conclusion sur la corrélation, la cause et l'effet ou les tendances au fil du temps ? Dans quelle mesure les estimations et les conclusions sont-elles incertaines et cette incertitude peut-elle être réduite en analysant les données d'une manière différente ? Les ordinateurs peuvent-ils être utilisés pour afficher graphiquement des résultats complexes pour une compréhension plus rapide ou meilleure ou pour suggérer différentes façons de procéder ?

Les progrès de l'analyse, de la représentation des données et de la conception de la recherche s'alimentent et se renforcent mutuellement au cours du travail scientifique réel. Les intersections entre améliorations méthodologiques et avancées empiriques sont un aspect important de l'élan multidisciplinaire de progrès dans les sciences comportementales et sociales.


Préférences des femmes pour la taille du pénis : une nouvelle méthode de recherche utilisant la sélection parmi les modèles 3D

Les préférences des femmes pour la taille du pénis peuvent affecter le confort des hommes avec leur propre corps et peuvent avoir des implications pour la santé sexuelle. Les études sur les préférences de taille du pénis des femmes se sont généralement appuyées sur leurs évaluations abstraites ou sur leur sélection parmi des images 2D flasques. Cette étude a utilisé des stimuli haptiques pour permettre l'évaluation de la précision du rappel de la taille des femmes pour la première fois, ainsi que pour examiner leurs préférences pour la taille du pénis en érection dans différents contextes relationnels. Femmes (N = 75) sélectionné parmi 33, modèles 3D. Les femmes ont rappelé la taille du modèle avec précision en utilisant cette méthode, bien qu'elles aient fait plus d'erreurs en ce qui concerne la longueur du pénis que la circonférence. Les femmes préféraient un pénis de circonférence et de longueur légèrement plus grandes pour une seule fois (longueur = 6,4 pouces/16,3 cm, circonférence = 5,0 pouces/12,7 cm) par rapport à long terme (longueur = 6,3 pouces/16,0 cm, circonférence = 4,8 pouces/12,2 cm) partenaires sexuels. Ces premières estimations des préférences de taille du pénis en érection à l'aide de modèles 3D suggèrent que les femmes se souviennent avec précision de la taille et préfèrent des pénis légèrement plus grands que la moyenne.

Citation: Prause N, Park J, Leung S, Miller G (2015) Les préférences des femmes pour la taille du pénis : une nouvelle méthode de recherche utilisant la sélection parmi des modèles 3D. PLoS ONE 10(9) : e0133079. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0133079

Éditeur: Heather Hoffmann, Knox College, ÉTATS-UNIS

A reçu: 11 février 2015 Accepté: 22 juin 2015 Publié : 2 septembre 2015

Droits d'auteur: © 2015 Prause et al. Il s'agit d'un article en libre accès distribué sous les termes de la Creative Commons Attribution License, qui permet une utilisation, une distribution et une reproduction sans restriction sur n'importe quel support, à condition que l'auteur et la source d'origine soient crédités.

Disponibilité des données: Toutes les données pertinentes sont disponibles via Figshare (http://dx.doi.org/10.6084/m9.figshare.1466782).

Le financement: Ces auteurs n'ont aucun soutien ou financement à signaler.

Intérêts concurrents : Les auteurs ont déclaré qu'ils n'existaient pas de conflit d'intérêts.


Quels sont des exemples de variables psychologiques ?

Les variables psychologiques font référence à des éléments d'expériences psychologiques qui peuvent être modifiés, tels que les informations disponibles ou le temps nécessaire pour effectuer une tâche donnée. Les variables peuvent être classées comme dépendantes ou indépendantes. Les chercheurs étudient l'effet possible sur la variable dépendante qui peut survenir en raison d'un changement dans la variable indépendante.

Généralement, les variables sont appliquées dans des expériences psychologiques pour déterminer si les changements apportés à un élément entraînent des changements à un autre. La variable dépendante est la variable que le chercheur mesure lors de la modification de la variable indépendante. La variable indépendante est une variable que l'expérimentateur manipule dans l'espoir d'avoir un effet sur la variable dépendante. Par exemple, dans une étude sur l'impact de la privation de sommeil sur les performances du test, la privation de sommeil est la variable indépendante, tandis que les scores sur les performances du test constituent la variable dépendante. Un expérimentateur peut également modifier le type d'informations, organisées ou aléatoires, données aux participants pour déterminer l'effet sur la quantité d'informations mémorisées. Dans ce cas, le type d'information est la variable indépendante (parce qu'elle change) et la quantité d'information mémorisée est la variable dépendante (parce que c'est ce qui est mesuré).

Les variables psychologiques peuvent également être classées comme variables externes, qui ont un impact sur la relation entre les variables indépendantes et dépendantes. Par exemple, lors de l'étude des effets de la privation de sommeil sur les performances des tests, des facteurs tels que l'âge, le sexe et les antécédents scolaires peuvent avoir un effet significatif sur les résultats.


Discussion

Nous constatons que les humains de tous âges ont relativement peu de cohérence dans leurs préférences esthétiques sur une période de 2 semaines, malgré des performances bien supérieures au hasard dans tous les groupes d'âge. Les jeunes adultes ont montré la stabilité esthétique la plus élevée.

Ces résultats indiquent que les humains dans l'ensemble sont changeants dans leurs goûts, même sur une période de temps relativement courte, des incohérences entre les stimuli avec un contenu correspondant renforcent cette interprétation.

Ces résultats sont également en accord avec les travaux antérieurs sur les primates non humains montrant une incohérence marquée dans la préférence pour les motifs visuels sur de courts intervalles (Rensch, 1957). Ainsi, nous appelons à la prudence dans l'interprétation des études de préférence esthétique qui collectent les classements ou les notes des participants dans un seul essai contre la montre, et nous encourageons les chercheurs à commencer à envisager de nouvelles façons de prendre en compte ces résultats. De plus, des valeurs de stabilité plus faibles pour les humains de moins de 10 ans et de plus de 65 ans suggèrent qu'une prudence supplémentaire doit être exercée pour tirer des conclusions d'études à essai unique dans ces populations.

D'autre part, des résultats antérieurs montrant une stabilité esthétique épargnée chez les personnes atteintes de démence (Halpern et al., 2008 Graham et al., 2013 Halpern et O𠆜onnor, 2013) suggèrent que l'esthétique humaine pourrait être plus profondément ancrée chez un individu. cognition que ne l'implique la stabilité des humains en général.

Stabilité esthétique

Contrairement aux stéréotypes populaires, nos résultats indiquent également que les goûts humains ont tendance à être plus stables entre le début et le milieu de l'âge adulte, et considérablement plus bas dans l'enfance et la fin de l'âge adulte.

Nous suggérons ici que nos résultats sont cohérents avec l'idée que, à leur racine cognitive, les préférences esthétiques sont en partie fonction du contrôle cognitif, puisque ce trait est maximal au début de l'âge adulte et sensiblement plus faible chez les jeunes et plus tard à l'âge adulte (Craik et Bialystok , 2006).

En d'autres termes, les adultes peuvent afficher des goûts plus cohérents car ils sont mieux à même de maintenir des heuristiques stables concernant ce qu'ils préfèrent. En termes de psychologie de l'esthétique, cela impliquerait que l'esthétique humaine pourrait être une construction qui doit être maintenue dans le temps. En tant que tel, une connaissance accumulée (c'est-à-dire une connaissance cristallisée ou une réserve de souvenirs et d'associations) qui culmine à la fin de l'âge adulte et ne diminue considérablement que vers la fin de la vie peut jouer un rôle moins important. rôle dans l'esthétique qu'on ne le suppose souvent.

Comme indiqué précédemment, Sadacca (1962) a constaté que la stabilité caractéristique d'un individu semble émerger dans une variété de jugements (préférence, similarité) et types de stimulus (couleurs, matériel verbal). Ces résultats soutiennent l'idée que les changements de stabilité sont généralisés et donc potentiellement enracinés dans les processus cognitifs de base. De plus, cela suggère que nos résultats peuvent s'appliquer à d'autres types de stimuli que les images.

Implications pour les cadres esthétiques existants

Comprendre la trajectoire de la stabilité esthétique tout au long de la vie nous aide également à mieux comprendre comment se forment les préférences esthétiques et offre une nouvelle perspective à partir de laquelle évaluer les cadres existants en psychologie de l'esthétique.

L'une des conclusions les plus frappantes de nos résultats est qu'il peut être difficile de distinguer les universaux esthétiques des différences esthétiques individuelles, car les humains dans l'ensemble semblent être plutôt changeants. De plus, dans la mesure où la construction esthétique d'un individu s'aligne sur les universaux putatifs, il peut être difficile de déterminer si cela est dû à l'esthétique des universaux ou au fait qu'un individu a construit une esthétique. qui s'aligne avec ces universaux.

Si les préférences sont façonnées par une sorte de construction esthétique heuristique qui nécessite un certain contrôle cognitif pour être maintenues dans le temps, plusieurs propositions existantes peuvent nécessiter une réévaluation.

Certains (Bullot et Reber, 2013 voir aussi Graham, 2013) soutiennent qu'un contexte historique et critique substantiel est une condition préalable à l'appréciation esthétique de toute œuvre d'art. Étant donné que les connaissances représentationnelles générales de ce type culminent à la fin de l'âge adulte, nous pourrions en déduire que, toutes choses égales par ailleurs, les adultes plus âgés devraient être plus stables dans leurs préférences par rapport aux personnes plus jeunes, qui ont moins de connaissances accumulées. Bien que nous n'ayons pas mesuré l'appréciation dans cette étude, nous avons constaté que la stabilité culmine plus tôt dans la vie, ce qui remet en question le rôle de la connaissance représentationnelle dans la formation de la préférence esthétique.

D'autres chercheurs soutiennent que certains aspects de l'esthétique visuelle pourraient être intrinsèquement liés à des objectifs évolutifs liés à l'écologie (voir, par exemple, Vessel et Rubin, 2010, voir également Rodway et al., 2016). Cependant, notre conclusion selon laquelle les jeunes enfants sont très instables dans leurs préférences pour les paysages et les peintures de paysage complique l'idée que les scènes naturelles présentent des modèles de préférence plus innés que, par exemple, l'art abstrait. En effet, si certains types de paysages sont naturellement préférés, nous devrions voir ces biais systématiquement à partir de la petite enfance. Au lieu de cela, nous constatons que les préférences des jeunes sont beaucoup plus changeantes que les préférences des adultes.

Nos données montrent un changement entre l'enfance et l'âge adulte dans la stabilité de la préférence pour les visages et les portraits. Ces résultats suggèrent que les biais esthétiques innés pour les attributs du visage (par exemple, pour la symétrie ou la moyenne) peuvent être relativement faibles. x02019 performances très similaires sur les mesures de reconnaissance faciale (Germine et al., 2015). Ces chercheurs soutiennent que leurs résultats suggèrent que des effets environnementaux sont à l'œuvre, c'est-à-dire que chaque jumeau pourrait voir un ensemble différent de visages au cours de la vie, ce qui pourrait façonner les goûts individuels. Mais étant donné que des jumeaux identiques se développent souvent dans des environnements similaires, ce résultat peut plutôt être considéré comme un sous-produit des constructions esthétiques diverses et changeantes que les adultes créent, qui peuvent ou non dépendre d'environnements différentiels.

Certains acteurs de l'esthétique expérimentale soutiennent que l'esthétique, au moins en ce qui concerne les beaux-arts, nécessite des capacités sophistiquées de résolution de problèmes, par exemple pour extraire des formes visuelles prévisibles dans un environnement visuel incertain (Van de Cruys et Wagemans, 2011 Muth et Carbon, 2013). Mais dans la mesure où les humains apprécient ce type de tâche de résolution de problèmes ou de comparaison de modèles, cette suggestion peut être expliquée avec plus de parcimonie comme une sorte de tâche esthétique à laquelle les adultes sont le plus adaptés. En d'autres termes, l'apparente récompense esthétique pour « découvrir » une peinture ou une œuvre musicale peut n'être qu'une des nombreuses constructions esthétiques que les spectateurs humains adultes et les artistes peuvent créer. On peut également considérer que ce type de construction esthétique pourrait être particulier aux participants à la recherche de formation universitaire.

Manipuler l'esthétique

Étant donné que nos résultats montrent une cohérence relativement faible du goût dans le temps, nous sommes amenés à nous demander quelles conditions sont nécessaires pour modifier la réponse esthétique humaine, comme cela a été fait dans l'étude des attitudes et des choix sociaux (par exemple, la théorie des perspectives Kahneman et Tversky, 1979 ou Strack et Schwarz, 2007). Une piste pour aborder cette question en esthétique est d'examiner le rôle de la nouveauté et de la familiarité. Parc et al. (2010) ont mené une étude impliquant une exposition visuelle à une variété de stimuli, notamment des visages, des scènes naturelles et des figures géométriques. Ils ont constaté que les jeunes participants adultes préféraient la familiarité pour les stimuli impliquant des visages tandis que pour les stimuli impliquant des scènes naturelles, la nouveauté était préférée. Cependant, ces changements de préférence induits artificiellement ont été abolis après un intervalle d'une semaine, les sujets revenant à des modèles de préférence similaires à ceux qui se sont produits avant la manipulation.

Les travaux de Pelli et Vale (2014) ont commencé à étudier des manipulations capables de modifier la réponse esthétique de l'observateur sur des échelles de temps plus courtes. Cependant, la modification des préférences esthétiques sur de longues périodes chez les adultes peut être difficile à réaliser étant donné la faible stabilité de la ligne de base. Nous encourageons donc la poursuite des travaux dans ce sens.

Implications cliniques

En termes de pratique clinique gériatrique, il peut arriver que lorsque le goût esthétique d'un individu devient assez incohérent entre les types de stimulus ou les tâches, cela pourrait être une indication de déficits ou de perturbations dans les composants neuronaux sous-jacents au contrôle cognitif. De telles perturbations pourraient ne pas être découvertes dans les tests de performance de la mémoire ou dans les tests à essai unique des processus de contrôle cognitif. Les tâches de jugement esthétique peuvent également être moins lourdes pour les personnes âgées que les évaluations cognitives existantes. Cependant, des travaux supplémentaires sont nécessaires pour élucider les applications potentielles de ce type.

Mises en garde

Nous notons que la nature progressive de l'expérience était telle que certains participants ont reçu de petites incitations pour leur participation tandis que d'autres ne l'ont pas fait. Nous pensons qu'il s'agit tout au plus d'un défaut mineur car la tâche n'a pas une seule réponse correcte, et les participants ont été bien informés de ce fait. En effet, ils ne savaient pas que la deuxième session testerait à nouveau la préférence pour les images de la première session. Il reste possible, mais peu probable à notre avis, que les participants puissent soupçonner que des classements concordants dans les deux sessions étaient la réponse souhaitée.

De plus, nous notons que les participants âgés venaient d'Autriche tandis que les participants d'autres groupes d'âge venaient des États-Unis. Cependant, l'Autriche et les États-Unis sont considérés comme W.E.I.R.D. (occidental, éduqué, industrialisé, riche et démocratique voir Henrich et al., 2010) et bien qu'il existe des travaux montrant des différences systématiques dans les jugements esthétiques entre les spectateurs orientaux et occidentaux (par exemple, Bao et al., 2016), nous ne sommes pas au courant des études montrant des différences dans les jugements esthétiques entre deux WEIRD des cultures. Nous ne sommes pas non plus au courant d'études montrant des différences systématiques dans les jugements esthétiques dues au statut socio-économique ou à d'autres facteurs démographiques que nous n'avons pas contrôlés. Dans tous les cas, comme il n'y avait pas de différence de stabilité entre les hommes et les femmes, nous pensons que les facteurs démographiques n'ont exercé que peu ou pas d'influence sur les résultats.

Nous notons également qu'il est possible que d'autres mesures de préférence esthétique puissent produire différents niveaux de stabilité. Cependant, nous avons choisi d'utiliser la préférence par ordre de classement car cette mesure pourrait être administrée facilement à tous les groupes d'âge et est moins sujette aux biais que, par exemple, les cotes. Si les évaluations esthétiques sont effectivement plus stables, cela pourrait être dû en partie à des biais méthodologiques dans les études d'évaluation entraînant une plus grande uniformité des préférences, et donc une plus grande probabilité de stabilité. Dans tous les cas, Hönekopp (2006) a également trouvé une stabilité esthétique plutôt faible, comme indiqué ci-dessus, en utilisant des évaluations des visages sur seulement la moitié de la durée utilisée dans l'étude actuelle. Nous pensons donc que d'autres méthodologies de mesure des préférences montreront des niveaux de stabilité similaires à ceux utilisés ici.

Interprétations alternatives

Nous reconnaissons que des interprétations alternatives de nos données sont possibles. Premièrement, il est possible que la diversité des stimuli soit un facteur. En particulier, les humains peuvent être plus stables pour des ensembles d'images plus hétérogènes que ceux utilisés dans la présente étude. Cependant, la diversité est difficile à quantifier car elle dépend d'informations photométriques et sémantiques. Dans tous les cas, notre expérience nous offre l'opportunité d'examiner la stabilité pour des classes d'images de différents niveaux relatifs de diversité : en particulier, nous trouvons essentiellement les mêmes schémas de stabilité à travers l'âge pour des classes d'images relativement homogènes (par exemple, des photographies de visages) et pour des classes plus hétérogènes (photographies de paysages et peintures).

Il est également possible que nos données de mémoire montrent un effet de plafond, ce qui a peut-être rendu la corrélation entre la mémoire et la stabilité un peu plus faible qu'elle ne l'est. Cependant, bien que nos données ne montrent pas d'indépendance statistique entre la mémoire et la stabilité, elles suggèrent que les performances de la mémoire à elles seules n'expliquent pas les résultats de stabilité (en particulier lorsqu'elles sont considérées pour chaque classe de stimulus individuellement). De plus, il est connu qu'une mémoire explicite intacte n'est pas requise pour la stabilité esthétique, comme le montrent les personnes atteintes de démence (Halpern et al., 2008 Graham et al., 2013 Halpern et O𠆜onnor, 2013). De plus, le fait que la stabilité même pour les participants les plus jeunes et les plus âgés de notre étude soit bien au-dessus du hasard suggère que tous les participants avaient au moins certains critères fixes (quoique idiosyncratiques) pour porter des jugements esthétiques. Les travaux futurs viseront à tester les liens de causalité entre le contrôle cognitif et le jugement esthétique en utilisant des évaluations explicites des deux concepts à différents âges.


Conclusion

Depuis que Spearman (1904) a avancé l'idée d'intelligence générale, un flux constant de connaissances scientifiques systématiques s'est accumulé dans l'étude psychologique de l'individualité humaine. Nous avons appris que l'intellect est organisé hiérarchiquement, que les intérêts sont multidimensionnels et ne varient que légèrement avec les capacités, et que les différences individuelles sont énormes en termes d'investissement dans le développement personnel. Lorsque ces aspects de la diversité psychologique humaine sont combinés avec une attention proportionnée consacrée aux opportunités d'apprentissage, de travail et de croissance personnelle, un cadre pour comprendre le développement humain commence à prendre forme. Étant donné que l'on peut trouver des cadres qui mettent l'accent sur un seul ensemble de ces déterminants, cet essai se termine par la recommandation, fondée sur des preuves empiriques, de mettre l'accent sur les trois.


Introduction

Voir ma troisième côte apparaître Une semaine plus tard, toute ma chair disparaît.

Je veux marcher dans la neige Et ne pas laisser d'empreinte. du 4e 7 lb., Manic Street Preachers.

À chaque instant de veille, des centaines, voire des milliers de choses différentes se disputent notre attention. Divers mécanismes nous permettent de focaliser notre attention sur les choses qui comptent le plus pour nous comme reconnaître notre enfant parmi d'autres enfants dans le parc ou trouver notre barre chocolatée préférée au dépanneur. Même si les éléments que nous recherchons sont intégrés dans de nombreux éléments similaires, nous parvenons toujours à trouver nos cibles, le plus souvent assez facilement. Une telle orientation dans l'environnement visuel a généralement été étudiée avec des tâches de recherche visuelle (voir [30, 37, 38, 41, 66] pour des revues critiques) où le but est de rechercher une cible particulière.

Un exemple de recherche visuelle est lorsque les animaux localisent de la nourriture dans la nature. Mais il y a souvent de nombreuses cibles alimentaires parmi lesquelles choisir et les animaux sélectionnent souvent de nombreuses cibles en séquence, une tâche généralement appelée recherche de nourriture. Au cours de telles tâches de recherche de nourriture, lorsque les cibles sont difficiles à détecter, les animaux peuvent se concentrer sur une seule source de nourriture et ignorer les autres sources disponibles, en sélectionnant le même type de cible dans des séquences non aléatoires qui sont plus longues que ce à quoi on peut s'attendre par hasard, également appelées s'exécute. Mais si les proies peuvent être facilement détectées, l'animal peut basculer sans effort entre différents types de proies [9, 15, 16, 61]. Les enquêtes sur la recherche de nourriture peuvent mieux saisir la présence dans des environnements visuels dynamiques que les tâches de recherche visuelle à cible unique, car nos objectifs n'impliquent généralement pas une cible unique et il peut y avoir de nombreux éléments à rechercher dans un environnement donné.

La recherche de nourriture a été largement étudiée chez les animaux, mais c'est un sujet assez récent dans les études sur l'orientation attentionnelle chez l'homme. Un premier exemple est Bond [8] où les participants ont été invités à trier des perles de différentes couleurs aussi rapidement que possible. Les participants qui ont trié les billes dans des séquences non aléatoires étaient les plus rapides et les plus précis dans l'exécution de la tâche. Plus récemment, Kristjánsson, Jóhannesson et Thornton [30] ont introduit une tâche de recherche de nourriture sur iPad pour mesurer la recherche de nourriture humaine. Leur objectif était de mieux comprendre comment les participants orientent l'attention visuelle lorsqu'ils recherchent plusieurs cibles de différentes catégories [30]. Leur tâche avait deux conditions différentes - la recherche de caractéristiques où une seule caractéristique distingue les cibles des distracteurs (par exemple la couleur) et la recherche de conjonctions où les cibles diffèrent des distracteurs sur deux caractéristiques (par exemple la couleur et la forme). Ils ont constaté que lors de la recherche de nourriture facile, les participants n'avaient aucune difficulté à basculer entre les catégories cibles, mais lorsque la tâche était plus difficile (lors de la recherche de nourriture en conjonction), les participants avaient tendance à épuiser une catégorie sur de longues distances avant de passer à la suivante. Kristjansson et al. [30] ont conclu que ce comportement de type run-like était dû à des différences de charge attentionnelle (voir aussi [56]). D'autres aspects de la performance qui différaient selon les conditions de difficulté impliquaient les coûts de commutation entre les catégories cibles et les temps inter-cibles (T [38]). D'autres aspects de la recherche de nourriture humaine qui ont été étudiés comprennent comment les humains organisent leur recherche de nourriture (par exemple [59, 60, 68]), comment cela se rapporte à la mémoire de travail (par exemple [31]) et comment la disponibilité et la qualité des informations visuelles (par exemple [ 65]) et la valeur des objets que nous cherchons (par exemple [66]) affectent l'orientation attentionnelle.

Biais attentionnel

Notre attention est souvent biaisée vers des cibles qui correspondent à nos intentions [17, 35]. Il peut s'agir d'éléments de valeur particulièrement élevée [36, 49]), d'éléments très importants pour le comportement actuel [67] ou qui ont été amorcés par une sélection répétée ([11, 48] voir [29] pour revue).

Nos préférences attentionnelles semblent en d'autres termes être influencées par la motivation. Mais nos motivations peuvent également être biaisées par la peur ou l'anxiété (voir [6] pour une revue) qui peuvent même refléter des conditions pathologiques telles que le trouble d'anxiété sociale ou la dépression [4]. Les résultats sur la façon dont nous répondons aux stimuli menaçants suggèrent que les individus cliniquement anxieux prêtent sélectivement attention aux informations menaçantes (pour une revue, voir [63]). Selon Beck [5], les individus anxieux ont des « schémas » cognitifs associés à la menace qui dirigent l'attention sur des stimuli menaçants. Clark [12] a proposé que différents troubles anxieux soient associés à différents types de biais attentionnel. L'attention sélective vers ou loin des stimuli menaçants particuliers sera déterminée par les phobies spécifiques ou les troubles anxieux dans chaque cas.

Comment mesurer de tels biais attentionnels ? Une mesure implique la tâche classique de Stroop [54] où les observateurs doivent rapporter la couleur d'un mot écrit tout en ignorant sa signification sémantique qui peut être liée à leur anxiété [40]. D'autres exemples impliquent le dot-probe [39], la recherche visuelle [69] et les tâches de repérage spatial [32]. Ces tâches sont largement utilisées et certaines études ont suggéré qu'elles sont utiles pour mesurer les biais d'attention anormaux (voir la revue dans [4]). Récemment, cependant, nous avons signalé que les tâches les plus souvent utilisées pour mesurer et modifier les biais attentionnels ne sont pas particulièrement sensibles à de tels biais [49, 50]. De manière plus encourageante, nous avons également signalé qu'une nouvelle tâche basée sur la tâche de clignement attentionnel [33, 44] impliquant différentes expressions faciales, discriminait bien les participants présentant une anxiété faible par rapport à une anxiété élevée. Fait important, Sigurjónsdóttir et al. [51] ont répliqué cela dans un échantillon clinique de patients atteints de trouble d'anxiété sociale.

Troubles alimentaires et biais attentionnel

Les troubles de l'alimentation sont fortement comorbides avec l'anxiété [27, 55] et se caractérisent par une perturbation persistante du comportement alimentaire, qui affecte l'apport calorique, la santé physique et/ou le fonctionnement psychosocial. L'anorexie mentale (AN) et la boulimie nerveuse (BN) sont parmi les troubles de l'alimentation les plus courants. L'anorexie mentale se caractérise par une famine où l'apport calorique est sévèrement limité, entraînant éventuellement un poids corporel très faible, un faible indice de masse corporelle (IMC) et une distorsion de l'auto-perception de la taille et de la forme du corps et une trop grande insistance sur la forme et la taille du corps dans les auto-évaluations [1]. La boulimie nerveuse se caractérise par des crises de boulimie fréquentes où une grande quantité de nourriture est consommée sur une courte période de temps, accompagnées d'un comportement compensatoire pour empêcher la prise de poids. Ceux-ci peuvent inclure des vomissements auto-induits, l'utilisation de laxatifs, des lavements, le jeûne ou un surentraînement. Comme dans l'AN, l'accent est mis sur la forme et la taille du corps dans les auto-évaluations et une perception de soi déformée [1]. L'AN et la BN sont des troubles graves avec des taux de mortalité élevés, dus à des complications médicales, au suicide ou à la toxicomanie [2]. Bien que la prévalence de ces troubles dans leurs formes les plus graves ne soit pas élevée, de nombreuses caractéristiques fondamentales sont largement présentes dans les populations non cliniques. Être insatisfait de la forme et de la taille du corps, avoir honte de la quantité de nourriture consommée ou suivre un régime strict est quelque chose auquel de nombreuses personnes en bonne santé peuvent s'identifier. Même si la plupart des participants (dans la population générale) obtiennent des scores bien dans la fourchette non clinique, il existe une variance considérable dans les scores des participants [7, 19, 23].

Les biais cognitifs dans l'étiologie et le maintien des troubles de l'alimentation révèlent que des schémas cognitifs inadaptés peuvent entraîner des biais dans l'allocation de l'attention, la mémoire et l'interprétation de nouvelles informations [18, 64]. Les tests de Stroop modifiés ont été largement utilisés pour mesurer le biais d'attention dans les troubles de l'alimentation (voir par exemple [18, 20] pour une revue). Une méta-analyse [18] suggère que les patients BN présentent un biais attentionnel constant sur la tâche de Stroop sur une gamme de stimuli, mais les résultats se sont limités aux stimuli corporels et pondéraux pour les participants AN, cohérents avec les principales caractéristiques diagnostiques des troubles.

D'autres méthodes de mesure du biais attentionnel ont été utilisées. Shafran, Lee, Cooper, Palmer & Fairburn [47] ont découvert que les patients souffrant de troubles de l'alimentation réagissaient plus rapidement lorsqu'une sonde apparaissait au même endroit qu'un stimulus alimentaire que les experts du domaine considéraient comme induisant une réponse émotionnelle négative et plus lentement lorsqu'un la sonde est apparue au même endroit qu'un stimulus alimentaire considéré comme induisant une réponse positive. Ces biais étaient plus importants que pour les individus anxieux et les témoins normaux. Des biais similaires ont été trouvés pour les mots liés au poids et à la forme par Rieger et al. [45].

Les biais d'attention ont également été mesurés avec des tâches de recherche visuelle. Schmidt, Lüthold, Kittel, Tetzlaff & Hilbert [46] ont testé des adolescents souffrant d'hyperphagie boulimique sur une tâche de recherche visuelle avec des aliments et des articles non alimentaires, constatant que le groupe d'hyperphagie boulimique présentait un biais de détection plus important pour les cibles alimentaires que les témoins, comme ainsi que des caractéristiques de regard différentes. Smeets, Roefs, Furth & Jansen [52] ont testé la recherche visuelle de mots liés à la nourriture et au corps, trouvant une détection rapide des informations liées au corps et une distraction accrue par des mots liés à la nourriture pour les patients souffrant de troubles de l'alimentation. Brand, Masterson, Emond, Lansigan et Gilbert-Diamond [10] ont testé les biais d'attention envers la nourriture chez des enfants âgés de 3 à 6 ans en utilisant une recherche visuelle avec des mesures de suivi oculaire, constatant que les articles liés à la nourriture semblaient attirer l'attention plus fortement que d'autres articles, en particulier pour les enfants ayant un indice de masse corporelle (IMC) élevé. De plus, d'autres rapports de biais d'attention liés aux troubles de l'alimentation ont été trouvés avec des tâches liées à la recherche visuelle (par exemple [3, 53, 57]), mais aucune étude n'a encore testé de tels biais d'attention avec des tâches de recherche de nourriture. Les tâches de recherche de nourriture génèrent un certain nombre de variables dépendantes différentes (par exemple, le numéro d'exécution, les temps de sélection entre cibles, les taux d'erreur, les stratégies de sélection, etc.) qui peuvent augmenter leur valeur par rapport à d'autres tâches d'attention telles que la recherche visuelle (voir par exemple T [37, 38] . et un aperçu dans [34]).

L'étude en cours

Notre objectif était de mesurer les biais attentionnels potentiels liés aux symptômes des troubles de l'alimentation avec notre nouvelle tâche de recherche de nourriture sur iPad (Á [30, 37, 38]) dans un échantillon non clinique. La tâche de recherche de nourriture s'est avérée très sensible à divers aspects de la dynamique attentionnelle, comme discuté ci-dessus. Les participants ont répondu à quatre questionnaires d'auto-évaluation qui mesurent les symptômes des troubles de l'alimentation et se sont nourris d'aliments sains ou malsains parmi des objets non alimentaires. Nous avons mesuré la relation entre l'attention visuelle et les symptômes des troubles de l'alimentation dans un échantillon non clinique, mais les résultats pourraient potentiellement être utilisés pour développer des traitements du biais attentionnel dans les troubles de l'alimentation, même si nous soulignons que de telles tâches nécessiteront un développement considérable. À notre connaissance, les tâches de recherche de nourriture n'ont pas été utilisées auparavant pour mesurer l'attention visuelle dans le contexte de l'anxiété.

Nous avons évalué si la recherche de nourriture chez les participants présentant des symptômes de troubles de l'alimentation diffère de ceux sans de tels symptômes. Par exemple, nous nous attendions à ce que les personnes présentant des symptômes de troubles de l'alimentation concentrent leur attention sur les stimuli alimentaires plus souvent ou plus fortement que celles qui ne présentent aucun symptôme, ayant donc des temps de sélection inter-cible plus courts, ou que celles présentant des symptômes s'abstiennent de se concentrer sur les stimuli alimentaires, avec des temps inter-cibles plus élevés. Nous nous attendions également à ce que les observateurs présentant des symptômes de troubles de l'alimentation aient plus de difficulté à détourner l'attention des articles liés à l'alimentation, ce qui pourrait entraîner deux modèles de résultats : premièrement, des temps d'intersélection plus élevés et, deuxièmement, que le nombre d'analyses pour les articles liés à l'alimentation serait inférieur. Un autre objectif connexe était d'évaluer si les scores des questionnaires d'auto-évaluation des signes de troubles de l'alimentation pouvaient prédire les performances de recherche de nourriture.


Conclusion

Le caractère unique de la recherche descriptive réside en partie dans sa capacité à explorer des méthodes de recherche à la fois quantitatives et qualitatives. Par conséquent, lorsqu'ils mènent une recherche descriptive, les chercheurs ont la possibilité d'utiliser une grande variété de techniques qui facilitent le processus de recherche.

La recherche descriptive explore les problèmes de recherche en profondeur, au-delà du niveau de surface, donnant ainsi une description détaillée du sujet de recherche. De cette façon, il peut aider à poursuivre les recherches dans le domaine, y compris d'autres méthodes de recherche .

Il est également très utile pour résoudre des problèmes de la vie réelle dans divers domaines des sciences sociales, des sciences physiques et de l'éducation.


DISCUSSION

Bien que les espèces d'Hylidae puissent tourner la tête par rapport à leur corps dans une certaine mesure (Caldwell et Bee, 2014), les grenouilles musicales n'ont fait tourner le corps ou se sont déplacées qu'en réponse à des stimuli externes dans notre expérience. Changer la position des oreilles par rapport à une source sonore permet aux animaux de localiser de manière optimale les sources sonores en utilisant les variations résultantes de l'amplitude ou de la phase des vibrations du tympan entre les deux oreilles (Christensen-Dalsgaard, 2005). Ainsi, la rotation du corps in situ en musique, les grenouilles étaient supposées être l'homologue fonctionnel de la rotation de la tête chez les mammifères et les oiseaux, et étaient considérées comme une indication de la latéralisation pour un traitement fin des stimuli auditifs. Cependant, la généralisabilité du paradigme d'orientation-asymétrie et la relation entre les asymétries d'orientation et la latéralisation du cerveau pour le traitement acoustique sont toujours en cours d'évaluation (Teufel et al., 2010). Un objectif de la présente étude était de contribuer à l'évaluation de ce paradigme. L'explication de la latéralisation vocale/auditive anoure devrait impliquer des tests comportementaux pour les préférences latérales en conjonction avec l'étude des processus physiologiques reflétant directement les activités cérébrales en cours, telles que l'EEG et/ou la tomographie par émission de positons (TEP).À cet égard, nous avons précédemment mené une étude électrophysiologique démontrant un avantage oreille droite/cerveau gauche dans le traitement auditif chez cette espèce (Fang et al., 2014b), soutenant les résultats comportementaux actuels.

Les comportements REA correspondent à des modèles de latéralisation neuronale connus

Vingt-cinq grenouilles ont tourné in situ lorsque les appels HSA ont été présentés par un locuteur immédiatement derrière eux, dont 76 % se sont tournés vers la droite. Ce biais vers la droite est comparable aux résultats des études d'orientation de la tête chez d'autres vertébrés (Böye et al., 2005 Basile et al., 2009 Hauser et Andersson, 1994 Reinholz-Trojan et al., 2012 Siniscalchi et al., 2008) et soutient le l'idée que chez les vertébrés terrestres, la plupart des individus orientent le côté droit de la tête vers des sources sonores lorsqu'ils écoutent des appels conspécifiques. Des travaux récents sur le comportement de localisation du son chez les rainettes grises, qui diffèrent des rainettes musicales à la fois en termes d'habitat et de position phylogénétique (Alexander Pyron et Wiens, 2011), n'ont montré aucune tendance constante à se tourner vers la droite pour les femelles en réponse aux appels publicitaires des mâles, en 0 ou Présentations sonores à 180 degrés (Caldwell et Bee, 2014). Cela peut être attribué au fait que les grenouilles musicales vivent sur le sol et préfèrent répondre à des sons variant en azimut contrairement aux grenouilles arboricoles, qui doivent traiter des sons variant à la fois azimutalement et verticalement.

Des études électrophysiologiques antérieures sur la grenouille musicale Emei ont soutenu l'idée que la latéralisation du traitement des signaux vocaux conspécifiques se produit chez cette espèce (Fang et al., 2011, 2014b, 2012). Ces études rapportent que la puissance dans les bandes EEG de l'hémisphère gauche, en particulier du mésencéphale gauche, a tendance à être supérieure ou à changer de manière significative par rapport à celle de la droite en réponse à la stimulation d'appel conspécifique. Comme les voies auditives chez les anoures ont tendance à projeter les informations le plus fortement vers le mésencéphale controlatéral (Wilczynski et Endepols, 2006), les résultats comportementaux de la présente étude indiquant une REA pour tous les stimuli à l'exception du cri strident sont cohérents avec ces études électrophysiologiques.

La latéralisation cérébrale du traitement auditif a été démontrée chez les espèces anoures (Bauer, 1993), aviaires (Cynx et al., 1992) et mammifères (Heffner et Heffner, 1995) en utilisant la méthode des lésions. Les lésions de l'hémisphère gauche réduisent la capacité à discriminer et/ou à produire des sons conspécifiques dans une plus grande mesure que les lésions de l'hémisphère droit. Des études neurophysiologiques chez les chauves-souris ont montré que les neurones de l'hémisphère gauche sont plus sensibles aux appels sociaux tandis que ceux de droite sont plus sensibles aux signaux de navigation (Kanwal, 2012). Théoriquement, la latéralisation neuronale améliorerait l'efficacité du traitement de l'information en fournissant une analyse spécialisée dans chaque hémisphère, améliorant ainsi la capacité des vertébrés terrestres à prendre des décisions critiques liées à l'accouplement ou à l'alimentation dans des environnements dangereux (Rogers et al., 2004). Nos études comportementales et électrophysiologiques de la latéralisation de la perception auditive chez les anoures fournissent des preuves expérimentales à l'appui de l'idée que l'asymétrie hémisphérique dans le traitement des signaux liés à la perception complexe trouve son origine à un stade précoce de l'évolution des vertébrés (Ocklenburg et al., 2013 Vallortigara, 2000 Vallortigara et al., 1999).

La stratégie d'accouplement influence la réponse aux appels publicitaires

Les appels de publicité HSA et LSA ont provoqué plus de rotations du corps vers la droite que vers la gauche, cependant, seuls les appels HSA ont suscité un biais statistiquement significatif dans la direction vers la droite dans cette étude. Néanmoins, les appels LSA ont évoqué des modèles de réponse comportementale qui différaient de ceux des stimuli non biologiques du tonnerre et du WN (voir Fig. 1). Ces résultats sont cohérents avec ceux d'expériences de phonotaxie précédentes, qui ont montré que lorsque les appels HSA et LSA étaient lus de manière antiphonique des deux côtés d'une chambre d'essai à des grenouilles musicales femelles, plus de 70 % des sujets s'approchaient du locuteur diffusant les appels HSA (Cui et al., 2012). Les résultats de la présente étude sont également cohérents avec les tests comportementaux antérieurs de la compétition vocale masculine. Fang et al. (2014a) ont montré que lorsque les grenouilles mâles écoutaient un appel HSA et un appel LSA présentés alternativement, les sujets masculins préféraient rivaliser vocalement avec les appels HSA plutôt que les appels LSA. Par conséquent, l'attractivité sexuelle des stimuli, qui joue un rôle important dans la sélection du partenaire féminin et la compétition vocale masculine, affecte également le virage à droite pour les hommes et les femmes, conformément à l'idée que les ressources neuronales impliquées dans le traitement des signaux à haute signification biologique diffèrent. entre les hémisphères.

Comme les animaux sont capables d'évaluer les coûts et les avantages de la compétition pour les ressources (Arnott et Elwood, 2008), il est raisonnable de supposer que les grenouilles musicales accorderaient moins d'attention aux mâles produisant le cri LSA parce que ces individus n'ont pas de nid et seraient donc des cibles moins valorisées pour l'accouplement ou la compétition (Kirkpatrick et al., 2006). Une telle stratégie permettrait ainsi aux mâles d'allouer des ressources d'énergie et d'attention vers des cibles plus valorisées (Greenfield et Rand, 2000) ainsi que de permettre aux mâles de réduire le risque de prédation qui accompagne habituellement les activités de reproduction (Magnhagen, 1991 Reznick, 1992), ce qui augmenter ainsi la condition physique.

La peur comme facteur de motivation du comportement des grenouilles

Le stimulus du cri évoquait une tendance à tourner vers la gauche et était associé à des latences de réponse plus longues que pour les appels HSA ou LSA malgré le fait que le cri est également un appel conspécifique. Des schémas de réponse similaires ont été montrés chez les chiens, qui tournent la tête vers la gauche en réponse à la lecture de stimuli d'aboiement (Reinholz-Trojan et al., 2012) et à l'affichage d'une image d'un serpent (Siniscalchi et al., 2010). Ces auteurs ont souligné que ce modèle comportemental semble refléter l'activation du système oreille gauche/hémisphère droit compatible avec le fait que l'hémisphère droit est spécialisé pour traiter les stimuli évoquant un affect négatif (Vallortigara et Rogers, 2005).

L'émotion peut motiver un comportement (Zhu et Thagard, 2002) et la peur est une émotion courante liée aux comportements suscités par un danger potentiel (Faure et al., 1983 Galac et Knol, 1997 Prather et al., 2001). On pense que le complexe amygdaloïde et les structures palléales de l'hémisphère droit sont impliqués dans le traitement des stimuli affectifs chez les espèces de mammifères et d'oiseaux (Andrew, 1983 Crowne et al., 1987 Davidson et Tomarken, 1989 Denenberg, 1981 Fernández-Carriba et al., 2002 Slotnick, 1973 Wallez et Vauclair, 2011). Bien que le télencéphale de la grenouille ne soit pas aussi bien différencié que celui des mammifères et des oiseaux (Butler et Hodos, 2005), des structures du système limbique qui semblent homologues à la formation de l'amygdale et de l'hippocampe des mammifères ont été décrites chez les grenouilles (Bruce et Neary, 1995) , qui possèdent des connexions ascendantes et descendantes comparables aux structures correspondantes des mammifères (Laberge et al., 2006).

Yao et al. (2004) ont étudié la distribution des peptides de type hormone de libération de la corticotrophine (CRH) chez la grenouille à griffes (Xénope laevis) cerveau, qui se conforment à la distribution des neurones CRH-positifs chez les mammifères et sont supposés remplir des fonctions similaires. Il est à noter que lorsque les grenouilles à griffes sont stressées par des secousses, la concentration de peptides de type CRH dans l'amygdale médiale augmente de manière significative, similaire à l'effet des facteurs de stress dans l'amygdale des mammifères. De plus, des études fonctionnelles indiquent que la modulation de la CRH dans l'axe hypothalamo-hypophyso-surrénalien est similaire chez diverses espèces de vertébrés (Denver, 2009).

Des études neuroanatomiques et immunohistochimiques comparatives soutiennent l'idée que les grenouilles peuvent traiter les stimuli affectifs, en particulier ceux associés à la peur provoquée par l'évitement des prédateurs (Dill, 1977 Lippolis et al., 2002). Néanmoins, le comportement affectif est plus limité chez les grenouilles que chez les oiseaux et les mammifères, comme l'indiquent les études rapportant l'absence de réponse émotionnelle de la fièvre chez les amphibiens (Cabanac et Cabanac, 2004 Cabanac, 1999). Comme le cri strident utilisé dans notre étude a été enregistré lors d'une attaque de serpent, il est raisonnable de classer ce cri strident comme un cri défensif qui aiderait les grenouilles à éviter la prédation (Toledo et al., 2014). Par conséquent, le cri strident sert d'avertissement aux prédateurs potentiels et transmet également une émotion négative (par exemple, la peur et la détresse).

La peur active le complexe de l'amygdale et entraîne des réactions de congélation chez de nombreux animaux de proie (Ryan, 1985). Conformément à cette idée, une latence de réponse plus longue a été associée au stimulus d'appel strident. De plus, les grenouilles s'éloignaient directement ou se tournaient vers la gauche en réponse au cri. Ces comportements sont cohérents avec l'idée que le cri aigu signale un danger, dont le traitement ultérieur est mieux servi par le système oreille gauche/hémisphère droit, qui, chez les mammifères, est fonctionnellement important pour la médiation du comportement de retrait, de l'inhibition comportementale et des émotions négatives (Davidson, 1984a,,b Davidson et al., 1990 Quaranta et al., 2007 Siniscalchi et al., 2013 Sutton et Davidson, 1997). De cette façon, les sujets sont capables de prendre rapidement une décision d'action d'évasion basée sur des compromis entre les coûts et les avantages (Broom et Ruxton, 2005 Cooper et Frederick, 2007).

En résumé, la REA et les comportements correspondants existent chez les grenouilles musicales Emei et semblent comparables à ceux décrits chez d'autres vertébrés. L'existence d'une préférence de l'oreille droite pour les appels publicitaires et d'une préférence de l'oreille gauche pour les appels signalant un danger soutient l'idée que le comportement REA des grenouilles est modulé par des stratégies d'accouplement ainsi que par des émotions négatives telles que la peur.


Influence subliminale sur les préférences ? Un test de conditionnement évaluatif pour de brefs stimuli visuels conditionnés utilisant des stimuli auditifs non conditionnés

Dans le domaine du conditionnement évaluatif (CE), deux théories opposées – la théorie propositionnelle à processus unique versus la théorie à processus double – sont actuellement discutées dans la littérature. La présente série d'expériences teste une prédiction cruciale pour trancher entre ces deux théories : la théorie du double processus postule que le conditionnement évaluatif peut se produire sans être conscient de l'éventualité la théorie postule qu'EC nécessite une conscience d'urgence CS-US. Dans un ensemble de trois études, nous manipulons expérimentalement la conscience de contingence en présentant les CS très brièvement, ce qui rend peu probable qu'elles soient traitées consciemment. Nous abordons les problèmes potentiels avec les études précédentes sur la CE avec des CS subliminales ou proches du seuil qui limitaient leur interprétation. Dans deux expériences, nous avons systématiquement trouvé un effet EC pour les CS présentés pendant 1 000 ms et n'avons systématiquement pas réussi à trouver un effet EC pour les CS brièvement présentés. Dans une troisième expérience préenregistrée, nous avons à nouveau trouvé des preuves d'un effet EC avec des CS présentés pendant 1 000 ms, et nous avons trouvé une indication d'un effet EC pour les CS présentés pendant 20 ms.

1. Introduction

L'acquisition de préférences joue un rôle important dans notre vie quotidienne : les entreprises veulent que nous préférions leurs produits à ceux de leurs concurrents, les politiciens veulent que nous les préférions à leurs adversaires et les organismes gouvernementaux veulent que nous adoptions un mode de vie sain. Étant donné la multitude de motivations pour influencer nos préférences, il est important d'établir si les attitudes d'une personne peuvent être façonnées sans qu'elle prenne conscience de la procédure. Le conditionnement évaluatif (CE) est un moyen d'acquérir des préférences : lorsqu'un stimulus initialement neutre (le stimulus conditionné ou CS) est associé à un stimulus positif ou négatif (le stimulus inconditionné ou US), il est ensuite évalué conformément à la valence des États-Unis. Nous soutenons que la compréhension des processus sous-jacents au conditionnement évaluatif pourrait avoir un impact majeur sur la compréhension de l'acquisition des préférences en général. Il existe actuellement deux familles dominantes de théories essayant d'expliquer les mécanismes qui sous-tendent le phénomène EC [1]. Les théories à processus unique proposent que l'acquisition de préférences ne peut se produire que de manière consciente, délibérée et propositionnelle [2,3]. Les modèles à double processus, en revanche, proposent que les préférences puissent également être acquises de manière automatique et non consciente [4]. Alors que les modèles à double processus postulent une «influence indirecte sur le raisonnement propositionnel médiée par une influence directe sur l'évaluation associative» [4] pour laquelle la conscience de la contingence n'est pas nécessaire, les modèles propositionnels à processus unique postulent que la conscience de la contingence est une nécessité pour que des changements de préférence se produisent. [3]. La question de savoir si un changement dans les préférences peut être obtenu lorsque les gens ne sont pas conscients de la contingence entre le CS et les États-Unis est, par conséquent, une question centrale pour les théories de la CE.

À l'appui des processus associatifs, Olson & Fazio [5] rapportent des effets EC pour les participants qui n'étaient pas au courant de la contingence CS-US. D'autres, cependant, ont fait valoir que la sensibilisation est une condition nécessaire pour que les effets de la CE se produisent : Pleyers et ses collègues ont démontré que les effets de la CE inconscients ne sont trouvés que pour les paires CS-US pour lesquelles les participants pouvaient se rappeler les États-Unis spécifiques qui avaient été jumelés avec le étant donné CS [6]. De même, Stahl et ses collègues [7] ont constaté que les effets EC sont absents lorsque les participants ne peuvent pas se souvenir de la valence des États-Unis associés à un CS donné. Une autre explication de ces résultats est que les participants se sont appuyés sur leur réponse affective automatique au CS pour répondre aux questions sur la valence US appariée plutôt que de rapporter leur mémoire réelle [7,8]. Un tel compte « affect-as-information » peut expliquer la corrélation des effets de la CE avec le rapport des participants sur la valence américaine dans une perspective à double processus dans laquelle la CE est en fait indépendante de la conscience [9]. Conformément à ce dernier point de vue, lors de l'utilisation d'une méthode qui évite ce problème, Hütter et ses collègues ont trouvé des effets EC en l'absence de conscience de contingence [9].

Étant donné que ces études antérieures portant sur la prise de conscience de la contingence en tant que condition préalable nécessaire à la CU se sont appuyées sur des rapports rétrospectifs des participants, elles ont été la cible de deux critiques méthodologiques : à l'oubli. Lorsque la conscience de la paire CS-US n'est évaluée qu'après la phase d'apprentissage [1,2], il est possible qu'une paire de stimulus ait été perçue pendant la phase d'apprentissage mais que l'épisode ne puisse pas être récupéré lors de l'évaluation de la contingence-conscience à la fin de l'étude. La notoriété est donc systématiquement sous-estimée si elle est évaluée par des rapports rétrospectifs [2]. Dans le même sens, une méta-analyse récente a également montré que les tests de conscience des effets d'apprentissage inconscient sont souvent sous-alimentés [10]. Les auteurs de cette méta-analyse montrent qu'une analyse conjointe des contrôles de sensibilisation fournit des preuves claires de niveaux de sensibilisation supérieurs au hasard, une conclusion qui contredit les résultats nuls rapportés dans les études individuelles étudiées qui étaient dus à une puissance statistique insuffisante.

Les manipulations expérimentales de la conscience de contingence peuvent fournir des preuves plus solides et éclairer davantage la discussion. Une façon de manipuler la conscience de contingence est la durée de la présentation (voir Dedonder et ses collègues [11] pour une approche différente) : des stimuli brièvement présentés et masqués peuvent parfois être traités sans atteindre la conscience [12,13]. En montrant très brièvement CS ou US, la paire CS-US complète ne peut pas être perçue consciemment, interférant ainsi avec la conscience de contingence. L'observation de l'EC dans de telles conditions soutiendrait l'idée que les effets de l'EC peuvent être formés « indépendamment de la conscience consciente » dans l'apprentissage associatif [14]. Un modèle à double processus fournirait l'explication la plus plausible d'un tel résultat, étant donné que les théories propositionnelles proposent que « l'apprentissage associatif n'est jamais automatique et nécessite toujours des processus contrôlés » [3].

Des expériences antérieures ont démontré des effets EC avec des stimuli subliminaux [15–19]. Dans ces études, cependant, ce sont les États-Unis (pas le CS) qui ont été présentés de manière subliminale. Ceci est essentiel car il a été démontré que la perception d'informations valencenées peut être possible même avec des temps de présentation très courts ([20,21], mais voir [22]). Si, dans les études ci-dessus, la valence des États-Unis a été traitée consciemment, alors tous les effets EC dans ces études peuvent être expliqués par un modèle propositionnel à processus unique et ne nécessitent pas de processus doubles. Jusqu'à présent, très peu d'études ont rapporté des effets EC pour les CS brièvement présentés [23], et les méthodologies de ces études ont été critiquées, par exemple, pour avoir utilisé des manipulations inter-sujets des CS ou de la valence US [1,24]. Hofmann et ses collègues concluent dans leur méta-analyse sur la CE chez l'homme que des recherches supplémentaires sont nécessaires avant de pouvoir tirer des conclusions sur un effet subliminal de la CE [25].

Une étude récente dans notre laboratoire a abordé la possibilité d'EC subliminale dans une série d'expériences qui ont tenté de surmonter les problèmes méthodologiques discutés ci-dessus. Dans cette étude, la contingence CS-US a été manipulée en variant la durée et/ou le masquage de la présentation CS, et la connaissance des CS visuels brefs et masqués a été évaluée immédiatement après leur présentation jumelée avec des images visuelles US. Dans six expériences, aucun effet EC n'a été trouvé, malgré le fait que l'identification du CS était légèrement supérieure au hasard [24]. La présente étude vise à tester si des effets EC peuvent être trouvés dans des conditions d'identification CS légèrement supérieures à la chance, lorsque trois lacunes potentielles de l'étude de Stahl et ses collègues [24] sont abordées.

1.1. La présente étude

L'objectif de la présente série d'expériences est de fournir un test encore plus rigoureux et équitable de l'EC avec des CS brièvement présentés que Stahl et ses collègues [24]. Comme dans ces études, notre objectif était d'améliorer les lacunes méthodologiques des études précédentes discutées par Sweldens et ses collègues [1]. Conformément aux travaux antérieurs, nous avons donc manipulé les échographies positives et négatives au sein des participants pour écarter tout effet de l'induction de l'humeur et nous avons manipulé les conditions de présentation des SC plutôt que les éch. de la valence américaine pourrait être invoquée comme explication à processus unique d'un effet CE.

Tout d'abord, notez que, dans l'étude de Stahl et ses collègues [24], le CS et l'US étaient des stimuli visuels, présentés simultanément et côte à côte sur l'écran d'ordinateur.Cela a été fait pour augmenter les chances d'effets EC par le biais d'un processus implicite d'attribution erronée [26], qui suppose que les participants éprouvent d'abord une réponse affective (déclenchée par les États-Unis) qui est ensuite attribuée à tort au CS car il se trouve qu'il s'agit du stimulus. qui est assisté au moment où la réponse affective se produit. Les facteurs qui sont censés augmenter les chances de mauvaise attribution implicite avec les stimuli visuels sont (i) la saillance relative du CS, (ii) l'apparition simultanée des stimuli CS et US, (iii) les changements d'attention (regard oculaire) entre CS et US, et ( iv) des stimuli américains modérément valents (« légèrement évocateurs ») [26]. Un problème qui se pose avec la méthode ci-dessus est que, lors de la limitation de la durée de présentation du CS, l'attention des participants doit être dirigée vers le CS pendant sa brève présentation pour qu'il ait une chance d'affecter la cognition et le comportement. Cela peut interférer avec l'effet d'un début de stimulus simultané dans le sens où cela nécessite que les participants traitent l'US et le CS de manière séquentielle et dans cet ordre. Si tel est le cas, il était peut-être moins probable dans cette procédure que les participants aient ressenti une réponse affective suscitée par les États-Unis pendant qu'ils assistaient au CS.

Sur une note connexe, des études récentes ont étudié l'effet d'une présentation CS-US séquentielle ou simultanée sur les effets implicites de la CE. Les résultats ont indiqué que l'EC par le biais d'un processus automatique nécessite un appariement simultané de stimuli, alors qu'un effet EC par des processus propositionnels peut également être trouvé avec des appariements séquentiels [9,27]. Cette découverte pourrait contribuer à expliquer l'absence d'effet EC dans les expériences de Stahl et ses collègues [24].

Pour résoudre ces problèmes, nous avons utilisé une procédure EC intermodale dans laquelle le CS présenté visuellement est associé à un US auditif présenté simultanément. Cela permet non seulement une présentation CS-US simultanée, mais aussi une présentation simultanée En traitement de CS et des États-Unis. Des échographies auditives couplées à des CS visuelles ont été utilisées dans des procédures de conditionnement chez les enfants [28] et des études de préférence de produit [29,30]. La méta-analyse mentionnée précédemment par Hofmann et ses collègues [25] a estimé que la taille d'un effet EC intermodal ne diffère pas significativement des effets EC unimodales. L'utilisation de cette approche intermodale de la présentation CS-US permet une brève présentation CS et garantit que CS et US peuvent être assistés en même temps, une question qui n'a reçu que peu d'attention dans les études précédentes sur la CE subliminale.

Deuxièmement, nous avons évalué si la CE pour les CS visibles proches du seuil peut être obtenue non seulement en présence mais aussi en l'absence d'une tâche d'identification CS en ligne. Pour s'assurer que les stimuli brièvement présentés ne sont pas clairement visibles, dans deux études initiales, nous allons mesurer la visibilité pendant la phase d'apprentissage, utilisant ainsi un critère de visibilité en ligne comme dans les études de Stahl et ses collègues [24]. Après chaque appariement CS-US, les participants seront invités à identifier le CS présenté précédemment à partir d'une sélection de tous les CS. Grâce à ce critère de visibilité en ligne, nous pouvons évaluer un taux d'identification moyen pour chaque CS pour chaque participant. Nous utilisons cette estimation comme approximation de la conscience perceptive du CS (tout en reconnaissant que cette mesure peut être influencée par des influences inconscientes sur la familiarité ainsi que par des devinettes). Si nous observons un effet EC pour des stimuli qui n'ont pas été identifiés à des niveaux supérieurs au hasard pendant la phase d'apprentissage, cela constituerait une preuve solide que cet effet EC a été causé par des processus associatifs et non par des processus propositionnels conscients. Si nous n'observons aucun effet EC, même pour les CS qui ont été correctement identifiés à des niveaux légèrement supérieurs au hasard, un modèle d'apprentissage évaluatif à processus unique serait préféré comme compte plus parcimonieux.

La tâche de contrôle de visibilité a l'avantage supplémentaire de diriger l'attention des participants vers le CS, mais elle peut également induire un ensemble de tâches analytiques qui peuvent ne pas être propices à l'EC automatique. En outre, les participants se voient présenter un ensemble de plusieurs CS comme options de choix à proximité temporelle étroite avec les États-Unis, ce qui peut diluer les effets automatiques de la CE car (i) la réponse affective peut être attribuée à différents CS, et/ou (ii) les CS supplémentaires présentés sur la tâche de vérification de la visibilité peuvent également être associés à des échographies de valence différente au cours de la phase d'apprentissage. En somme, on peut affirmer que la tâche de vérification de la visibilité peut interférer avec la formation d'associations subtiles CS-US pendant l'apprentissage. Pour répondre à cette possibilité, dans une étude finale, les participants travailleront sur une tâche différente pendant la phase d'apprentissage.

Troisièmement, afin de fournir des conditions optimales pour obtenir des effets EC même subtils, nous avons introduit une mesure dépendante supplémentaire, potentiellement plus sensible : jumelé avec des États-Unis de valence opposée. Dans au moins une étude sur l'influence subliminale, une tâche 2-AFC a montré un effet significatif alors qu'une note évaluative n'a pas montré d'effet [31]. Il semble donc plausible que des effets CE petits et subtils puissent ne pas être reflétés dans les notes d'évaluation parce qu'ils n'étaient pas perçus comme suffisamment importants pour justifier la sélection d'un point différent sur, disons, une échelle de 7 points, mais peuvent néanmoins faire pencher l'échelle lorsqu'il est forcé de choisir entre deux CS qui ont été jumelés avec un US positif ou négatif.

Comme dans Stahl et ses collègues [24], nous voulions être certains que les processus automatiques aient une chance équitable de fonctionner et de produire des effets EC. Dans l'étude en question, nous avons donc réalisé des conditions de présentation proches du seuil mais légèrement supérieures au hasard (au lieu d'être entièrement subliminales). Nous pouvons donc être certains que les brefs stimuli visuels CS pourraient en fait être traités, et que les processus automatiques ont eu une chance équitable d'opérer sur eux.

Ensemble, à travers trois expériences, nous avons étudié les effets de la CE pour des CS visuels clairement visibles ainsi que pour des CS visuels proches du seuil associés à des US auditifs. Dans les expériences 1 et 2 non enregistrées, nous avons utilisé une tâche de vérification de la visibilité en ligne comme indice de sensibilisation aux contingences. Dans les expériences 1 et 3, une mesure de choix 2-AFC a été administrée pour tester si la CE avec des CS brièvement présentés peut être trouvée sur cette mesure potentiellement plus sensible.

2. Expérience non enregistrée 1

La première expérience a testé si nous pouvons observer un effet EC intermodal avec des CS présentés pendant 1000 ms ainsi qu'avec des CS présentés pendant 17 ms, tout en évaluant strictement la visibilité des CS pendant la phase d'apprentissage.

2.1. Méthodes

2.1.1. Concevoir

Dans l'expérience 1, nous avons manipulé le temps de présentation du CS (17 ms contre 1000 ms) ainsi que la valence US (positive contre négative) chez les participants. Nous avons manipulé l'ordre des mesures dépendantes (2-AFC ou notation en premier) entre les participants.

2.1.2. Échantillon

Un a priori analyse de puissance pour une paire unilatérale t-tester avec ?? = ?? = 0,05 et = 0,3, qui est approximativement la taille de l'effet trouvée par Olson et Fazio [5], a donné une taille d'échantillon requise de N = 122. Nous avons recruté 123 participants pour cette étude, trois participants ont abandonné l'étude, laissant 120 participants pour l'analyse finale (âge M = 22,98, s.d. = 5,40). Les participants étaient pour la plupart des étudiants de l'Université de Cologne qui ont reçu des crédits de cours partiels pour leur participation.

2.1.3. Matériel

Huit dessins en échelle de gris de voitures ont été utilisés comme SC. Le contraste des images a été égalisé pour assurer une visibilité comparable de toutes les voitures dans de brèves conditions de présentation. De grandes différences entre les images pourraient entraîner des taux d'identification élevés dans la mesure de sensibilisation en ligne, surestimant la visibilité de l'image. Sur la base d'une petite étude pilote (N = 28) les images les plus neutres avec de faibles écarts types ont été sélectionnées comme CS pour cette expérience. Deux images supplémentaires ont été sélectionnées pour les essais de remplissage 10 fichiers sonores positifs, 10 neutres et 10 négatifs ont été sélectionnés dans la base de données IADS (voir annexe A [32]). Tous les scripts expérimentaux, fichiers de données et scripts d'analyse sont disponibles sur https://osf.io/cx5eh/.

2.1.4. Procédure

Les participants étaient assis devant un moniteur CRT 60 Hz et ont reçu l'ordre de surveiller et de mémoriser les paires image-son. De plus, les participants ont été informés qu'il leur serait demandé d'identifier l'image présentée à partir d'un ensemble de huit images après chaque essai.

Chaque CS a été assignée au hasard à la condition de valence positive ou négative pour chaque participant à nouveau. Les paires CS-US ont été montrées 10 fois, résultant en 80 essais critiques. Chaque essai a commencé avec un écran vide de 2 100 ms, suivi d'un masque avant de 700 ms. Ensuite, le CS a été affiché pendant 17 ms ou 1000 ms. Le son des États-Unis avait le même début que l'image CS et une durée moyenne de 3462 ms (s.d. = 359 ms). Chaque CS a été suivi du même masque de pixels pendant 2000 ms et d'un écran vierge de 2000 ms. L'ordre des essais a été randomisé. 1

En plus des 80 essais critiques, il y a eu 20 essais de remplissage dans lesquels deux images supplémentaires de voitures ont été présentées pendant 85 ms et associées à 10 sons neutres. Ces essais avaient pour seul but de motiver les participants à assister aux EC brièvement présentés [34]. Les deux mêmes images de voitures ont été utilisées pour ces essais, et aucune donnée d'évaluation n'a été collectée pour ces images.

Après chaque essai critique, les participants ont effectué la tâche d'identification en sélectionnant un CS parmi un ensemble de huit CS en appuyant sur un numéro correspondant sur le clavier. Pour les essais de remplissage, les participants ont sélectionné une image parmi un ensemble de six CS critiques aléatoires et les deux images de remplissage. Les participants ont été invités à deviner s'ils ne savaient pas quelle image avait été présentée.

Après la tâche d'apprentissage, les participants ont indiqué à quel point ils aimaient chaque CS (présenté dans un ordre aléatoire) sur un curseur allant de -100 (pas du tout) à 100 (beaucoup enregistré de 0 à 200). Dans la tâche 2-AFC, un CS apparié positivement et un CS apparié négativement de la même condition de temps de présentation ont été opposés au hasard. Chaque CS n'a été affiché qu'une seule fois dans le 2-AFC, ce qui donne quatre choix au total (c'est-à-dire deux pour les CS présentés pendant 17 ms et deux pour les CS présentés pendant 1 000 ms). Les participants ont été invités à choisir la voiture qu'ils voudraient réellement acheter. L'ordre des variables dépendantes a été contrebalancé entre les participants. En fin de compte, les participants ont fourni des données démographiques (âge, sexe et profession), ont spéculé sur l'objectif de l'étude et ont pu fournir des commentaires supplémentaires.

2.1.5. L'analyse des données

Nous rapportons p-valeurs et facteurs de Bayes comme critères d'inférence pour toutes les analyses. Les facteurs de Bayes sont facilement interprétables comme des changements dans les cotes du modèle. Ainsi, les facteurs de Bayes peuvent être interprétés comme une mesure de preuve d'une hypothèse alternative par rapport à l'hypothèse nulle compte tenu des données observées [35]. Nous utilisons BF10 pour désigner la preuve de l'hypothèse alternative par rapport à l'hypothèse nulle (c'est-à-dire BF10 > 1 indique un support pour l'hypothèse alternative) et BF01 pour désigner la preuve de l'hypothèse nulle par rapport à l'hypothèse alternative (c'est-à-dire BF01 > 1 indique la prise en charge de l'hypothèse nulle). Nous rapportons les facteurs de Bayes plutôt que les cotes du modèle a posteriori, car ils peuvent être utilisés pour déterminer la croyance postérieure rationnelle dans une hypothèse basée sur toute croyance subjective antérieure dans les hypothèses. Les ??-Le niveau pour toutes les analyses fréquentistes était de 0,05.

Nous avons effectué une ANOVA à mesures répétées pour analyser les notes évaluatives et apparié t-tests pour examiner les effets d'interaction. Pour calculer les facteurs ANOVA de Bayes, nous avons utilisé des a priori multivariés par défaut de Cauchy comme décrit par Rouder et ses collègues [36] avec un paramètre d'échelle de r = 0,5 pour tout t-tests nous avons utilisé des priors de Cauchy avec un paramètre d'échelle de r = 2 / 2 [37]. Tous les facteurs de Bayes sont estimés avec des erreurs inférieures à 1 %.

Pour analyser les réponses 2-AFC, nous avons utilisé des modèles de régression logistique à effets mixtes. Pour les analyses fréquentistes, nous avons spécifié des effets participants aléatoires maximaux avec des interceptions et des pentes pour le temps de présentation [38]. Nous avons testé chaque effet en comparant le modèle complet avec un modèle sans effet d'intérêt au moyen de tests de rapport de vraisemblance. Pour des contrastes spécifiques, nous avons comparé les moyennes des moindres carrés (c'est-à-dire les moyennes marginales prévues) à partir du modèle complet. Pour calculer les facteurs de Bayes, nous avons utilisé des a priori de Cauchy indépendants avec des paramètres d'échelle r = 0,91 pour tous les facteurs expérimentaux et r = 1,28 pour l'interception (voir annexe B [39]). Nous avons choisi ces paramètres d'échelle en transformant les paramètres d'échelle utilisés dans l'ANOVA bayésienne et t-tests aux logits [40]. Dans cette analyse, l'interception correspond à l'effet principal de la valence US, c'est-à-dire la tendance à sélectionner le CS apparié positivement plutôt que le CS apparié négativement. Nous avons choisi un prior plus large pour l'interception en correspondance avec nos prieurs dans t-tests sur aimer les réponses. Enfin, nous avons utilisé les a priori non informatifs par défaut spécifiés par le brms package [41] pour tous les autres paramètres (nuisibles). Contrairement à l'analyse fréquentiste, nous avons ajouté un effet aléatoire maximal croisé pour les paires CS avec des interceptions et des pentes pour tous les effets intra-élément (cet effet aléatoire supplémentaire a été omis dans l'analyse fréquentiste pour surmonter les problèmes de convergence). Nous avons estimé les facteurs de Bayes sous forme de rapports de densité de Savage-Dickey des distributions antérieures et d'estimations de densité gaussienne de maximum de vraisemblance des distributions postérieures [42].

Nous avons effectué toutes les analyses dans R [43] 2 Stan [52].

2.2. Résultats

Avant notre analyse principale, nous avons inspecté les réponses correctes dans le contrôle de visibilité en ligne pour les CS qui avaient été présentées pendant 85 ou 1000 ms. Nous nous attendions à ce que les deux durées de stimulus soient suffisamment longues pour permettre un traitement supraliminal et des performances d'identification nettement supérieures au hasard. Nous avons donc examiné les performances dans ces conditions pour identifier les participants inattentifs ou démotivés. Avec huit options CS parmi lesquelles choisir, une estimation aléatoire donnerait 12,5% de réponses correctes. En utilisant le critère des valeurs aberrantes de la boîte à moustaches de Tukey, nous avons exclu neuf participants d'autres analyses dont la performance d'identification était inférieure à 12,50 % à 85 ms ou inférieure à 57,50 % à 1 000 ms.

2.2.1. Visibilité

Les 111 participants restants ont en moyenne correctement identifié 87,66% (s.d. = 32,90) des CS présentés pendant 1 000 ms et 64,50 % (s.d. = 47,86) des CS présentés pendant 85 ms. L'identification correcte des CS présentés pendant 17 ms était en moyenne de 21,37 % (écart type = 41,00), ce qui était nettement supérieur au hasard, t110 = 7.73, p < 0,001, BF10 > 1000, = 1,75, 95% IDH [1,45, 2,05].

2.2.2. Évaluation

Comme on peut le voir sur la figure 1, les CS couplés avec des US positifs ont été préférés aux CS couplés avec des US négatifs (BF10 = 28.59, F1,109 = 13,54, EQM = 1003,34, p < 0,001, G 2 = 0,021 ), et les CS présentées pendant 1 000 ms ont été préférées aux CS présentées pendant 17 ms, BF10 = 11.88, F1,109 = 8,33, EQM = 1372,89, p = 0,005, G 2 = 0,018 . De manière descriptive, il y avait une certaine indication d'une interaction entre la valence américaine, la durée de présentation et l'ordre des variables dépendantes, mais les preuves étaient ambiguës, BF01 = 1.19, F1,109 = 3,13, EQM = 1189,78, p = 0,080, G 2 = 0,006 .

Figure 1. Évaluations des CS dans l'expérience 1, divisées par l'ordre des variables dépendantes, le temps de présentation du CS et la valence des États-Unis jumelés au CS. Les barres d'erreur représentent 95 % des intervalles de confiance intra-sujets, les points représentent les points de données individuels des participants.

Nous avons exploré les données à l'aide de deux ANOVA de suivi distinctes pour analyser séparément chaque condition d'ordre des variables dépendantes. Lorsque les participants ont choisi entre les CS avant de les évaluer (c'est-à-dire le choix en premier), nous n'avons trouvé aucun effet significatif de nos manipulations expérimentales sur les notes d'évaluation (2,43 &01 < 4.61 et p 0,12). Lorsque les participants ont évalué les CS avant de choisir entre eux (c.10 = 25.33, F1,55 = 12,86, EQM = 1055,84, p = 0,001, η G 2 = 0,043 ), et les SC présentées pendant 1000 ms ont été préférées aux SC présentées pendant 17 ms, BF10 = 34.71, F1,55 = 9,15, EQM = 1573,02, p = 0,004, G 2 = 0,045 . Plus important encore, l'effet de la valence américaine dépendait de la durée de présentation de la CS, bien que les preuves soient faibles, BF10 = 1.41, F1,55 = 4,10, MSE = 1299,90, p = 0,048, G 2 = 0,017 . Les tests de suivi n'ont pas indiqué d'effet de la valence US lorsque les CS ont été présentés pendant 17 ms (t55 = −0.94, p = 0,350, BF01 = 2.75, = 0,12, 95% IDH [−0,14, 0,37]), mais a montré une indication claire d'un effet lorsque les CS ont été présentés pendant 1000 ms, t55 = −3.73, p < 0,001, BF10 = 112.39, = 0,47, 95% IDH [0,20, 0,75].

2.2.3. Choix

Les CS jumelés à des US positifs ont été choisis plus fréquemment que les CS jumelés à des US négatifs dans la tâche 2-AFC, χ 1 2 = 14,41 , p < 0,001, BF10 = 24.44, = 0,25, 95% IDH [0,10, 0,41]. Nous avons trouvé des preuves faibles que l'inclination à choisir des CS appariés positivement était indépendante de l'ordre des variables dépendantes (c'est-à-dire qu'il y avait des preuves positives de l'absence d'effet de l'ordre voir figure 2), BF01 = 4,34, 1 2 = 0,00 , p = 0,979. Les données n'ont pas fourni de preuves pour ou contre un effet du temps de présentation sur le comportement de choix (BF01 = 2,05, 1 2 = 1,60 , p = 0,206) un effet possible du temps de présentation semble être indépendant de l'ordre des variables dépendantes, bien que les preuves soient faibles, BF01 = 3,28, 1 2 = 1,34 , p = 0.247.

Figure 2. Taux de réponses à deux choix forcés alternatifs entre les CS conditionnés positivement et négativement dans l'expérience 1. Des valeurs plus élevées indiquent une préférence pour le CS conditionné positivement. Les points et les barres d'erreur représentent les estimations bayésiennes des moyennes des conditions et les intervalles de densité correspondants à 95 % les plus élevés du modèle de régression logistique à effets mixtes.

Nous avons également exploré les effets des appariements CS-US sur le comportement de choix dans la condition où la tâche 2-AFC a été administrée en premier. Ici, les analyses bayésiennes et fréquentistes ont donné des résultats contradictoires. L'analyse bayésienne testant si les CS appariés positivement étaient choisis plus fréquemment que les CS appariés négativement n'était pas concluante, à la fois pour les CS présentées pendant 17 ms (BF01 = 1.88, = 0,23, 95% IDH [−0,06, 0,53]) et 1000 ms (BF01 = 1.67, = 0,25, 95% IDH [−0,05, 0,56]). L'analyse fréquentiste, cependant, a indiqué des effets significatifs dans les deux conditions, z = 1.85, p = 0,32 et z = 2.07, p = 0,019 pour 17 et 1000 ms, respectivement. Nous n'avons trouvé aucune différence entre les conditions de temps de présentation, BF01 = 5.53, z = −0.09, p = 0.927.

2.3. Discussion Expérience 1

En élargissant les résultats de Stahl et ses collègues [24], nous n'avons pas trouvé de preuves de processus automatiques dans la CE dans la présente procédure intermodale. Pour le CS visuel présenté pendant 1000 ms, nos résultats reproduisent des études précédentes qui ont démontré une CE intermodale.

Nos résultats indiquent que l'ordre de nos variables dépendantes peut avoir affecté les notes évaluatives des participants sur les CS (à noter cependant que la preuve statistique était ambiguë) : ce n'est que lorsque les participants ont évalué les CS avant de choisir entre eux que nous avons trouvé un effet EC pour les stimuli présentés pour 1000 millisecondes. Pourtant, quel que soit l'ordre des variables dépendantes, nous n'avons observé aucun effet EC pour les CS présentées pendant 17 ms, malgré le fait qu'elles étaient clairement identifiées mieux que le hasard. La preuve statistique des analyses bayésiennes de l'absence d'EC pour les CS brièvement présentées était, cependant, simplement suggestive. Ainsi, nous avons abordé une limitation potentielle des études précédentes qui ont montré l'absence d'un effet EC pour les CS brièvement présentés [24], et avons répliqué ce résultat. Pourtant, en raison des preuves relativement faibles de cette absence, nos résultats doivent être reproduits avant de pouvoir tirer des conclusions solides.

L'analyse des réponses 2-AFC a révélé un effet global de la CE : les CS positivement appariées ont été choisies plus fréquemment que les CS appariées négativement. Ce résultat indique que la tâche 2-AFC mise en œuvre dans laquelle les participants choisissent entre des CS appariés positivement et négativement est appropriée pour évaluer l'EC. La préférence pour les CS appariées positivement semble être indépendante du temps de présentation des CS pendant la phase d'apprentissage et de l'ordre dans lequel les variables dépendantes ont été mesurées. Cependant, lors de l'exploration des réponses de choix des participants qui ont effectué la tâche de choix avant d'évaluer les CS, nos données, encore une fois, n'ont pas fourni de preuves concluantes. Les analyses bayésiennes et fréquentistes ont donné des résultats contradictoires et doivent donc être interprétées avec prudence. Néanmoins, la tâche 2-AFC semble être une mesure valide de la CE. Une réplication dans un échantillon plus large pourrait éclairer davantage la possibilité que le choix puisse être plus sensible que l'évaluation évaluative pour détecter des effets EC potentiellement subtils pour les CS brièvement présentés.

2.3.1. Limites de l'expérience 1

Nos résultats remettent en cause l'existence d'un processus de conditionnement associatif automatique sous-jacent à la CE. On pourrait cependant critiquer l'évaluation continue de la visibilité du CS au cours de la tâche d'apprentissage. Alors que le contrôle de visibilité fournit un contrôle strict sur la connaissance des SC, il pourrait être avancé qu'il interfère avec le processus de conditionnement automatique. Plus précisément, le contrôle de visibilité peut induire un traitement de stimulus hautement focalisé et délibératif et ainsi masquer l'influence d'expériences d'apprentissage inconscientes. L'état d'esprit délibératif et analytique peut avoir été davantage favorisé par les instructions de mémoriser les paires CS-US. Bref, il est possible que notre contrôle de visibilité et nos instructions aient entravé le processus automatique d'EC.

Trois aspects supplémentaires de notre conception expérimentale peuvent constituer des conditions sous-optimales pour obtenir un effet EC automatique pour les CS brièvement présentés. Premièrement, nos CS étaient très similaires en forme et en contraste pour assurer une visibilité équivalente dans de brèves conditions d'observation. Des stimuli similaires peuvent entraîner une confusion qui pourrait affecter le traitement associatif automatique des CS. Ainsi, la grande similitude entre les CS brièvement présentées peut atténuer un effet EC potentiellement faible.

Deuxièmement, la durée des échographies utilisées dans l'expérience 1 était relativement longue (M = 3462 ms, s.d. = 359 ms) par rapport au CS brièvement présenté. Ce décalage dans la durée de présentation peut avoir entraîné une plus grande saillance des États-Unis par rapport au CS, ce qui, comme suggéré par Jones et ses collègues [53], pourrait avoir inhibé les effets automatiques de la CE. Troisièmement, un début de présentation simultané de CS et US pourrait ne pas avoir entraîné un traitement simultané des deux stimuli : Plus précisément, la valence de l'US auditif peut avoir été extraite seulement après un délai qui peut avoir été plus long que la durée totale de présentation de la CS, de sorte que le traitement de la réponse affective peut avoir été retardé après le traitement de la CS.

Pour résumer les résultats de l'expérience 1, bien que le paradigme soit bien adapté à l'étude de l'EC, il pourrait ne pas encore fournir des conditions optimales pour les processus automatiques dans l'EC par le biais d'une mauvaise attribution implicite. Ainsi, les résultats de l'expérience 1 peuvent être considérés comme non concluants pour plusieurs raisons. Dans les expériences 2 et 3, nous avons cherché à reproduire et à étendre nos résultats pour répondre à la critique méthodologique.

3. Expérience non enregistrée 2

Dans l'expérience 2, nous avons utilisé différents matériaux et modifié plusieurs aspects de la procédure. L'expérience 2 visait à reproduire le modèle des effets de la CE à travers les niveaux de durée de présentation CS sur les notes évaluatives comme la seule mesure dépendante. L'expérience 2 a également mis en œuvre une tâche d'identification CS en ligne. Les données de cette tâche devaient servir de référence pour une expérience finale 3 dans laquelle la tâche d'identification CS en ligne a été omise.

Nous avons utilisé de nouveaux CS pour lesquels la visibilité moyenne dans les conditions de présentation était inconnue. identifiés à des niveaux légèrement supérieurs au hasard. Sur la base des résultats antérieurs de notre laboratoire [24], nous avons sélectionné des niveaux de durée de 20 et 30 ms, en plus d'une condition de 1000 ms.

De plus, nous avons comparé le début simultané CS-US, que nous avons utilisé dans l'expérience 1, à un début retardé de 400 ms du CS par rapport aux États-Unis. En utilisant cette asynchronie d'apparition, le CS brièvement présenté a été présenté au milieu de l'US auditif afin de créer un sentiment plus fort de traitement simultané CS et US par rapport à un simple début de présentation CS-US simultané. Plus précisément, nous estimons que la réponse affective à attribuer à tort au CS selon le compte de mésattribution implicite peut prendre environ 400 ms à se développer : la recherche a montré que la réponse pupillométrique à un son valent commence après 400 ms [54], indiquant que la valence du son est activement traitée après cet intervalle. En utilisant une asynchronie de début de stimulus (SOA) de 400 ms, nous nous sommes assurés que les CS présentés pendant cette période sont particulièrement susceptibles d'être la cible d'une erreur d'attribution implicite et, par conséquent, susceptibles de montrer un effet EC automatique.

3.1. Méthode

3.1.1. Concevoir

Dans l'expérience 2, nous avons manipulé le temps de présentation du CS (20 ms contre 30 ms contre 1000 ms) ainsi que la valence des États-Unis (positif contre négatif) chez les participants. La moitié des CS présentés pendant 1000 ms avaient un début CS-US simultané, le début était retardé de 400 ms pour l'autre moitié, et tous les CS présentés pendant 20 ou 30 ms étaient retardés de 400 ms. Nous avons supposé qu'un début retardé serait mieux adapté pour induire une expérience simultanée de CS et US lorsque le CS est présenté brièvement. Pour tester notre intuition et nous assurer qu'une apparition retardée produit un effet EC d'au moins la même amplitude, nous avons comparé l'apparition retardée et simultanée dans la condition de présentation CS longue. Pour concentrer nos ressources sur la mesure de notation évaluative la plus critique, nous n'avons pas administré la tâche 2-AFC dans l'expérience 2.

3.1.2. Matériel
3.1.2.1. Stimulation conditionnée

En tant que CS, nous avons utilisé des dessins animés Pokémon similaires à ceux utilisés dans les études précédentes [55]. Les images ont été changées en niveaux de gris et les contrastes ont été légèrement réduits. Vingt-quatre stimuli ont été pré-testés dans une petite étude pilote (N = 27). Huit caricatures ont été sélectionnées sur la base de notes évaluatives moyennes à 5 % au-dessus ou en dessous de la moyenne de l'échelle et de l'écart type le plus faible. L'ensemble sélectionné avait une note évaluative moyenne de 98,69 et un écart type de 36,33 sur une échelle à curseur de 201 points (voir Expérience 1).

Pour chaque participant, deux CS différents ont été affichés pendant 20 ms, pendant 30 ms, pendant 1 000 ms avec un début CS-US retardé et pendant 1 000 ms avec un début CS-US simultané. Chaque CS a été assignée au hasard à l'une des quatre conditions pour chaque participant à nouveau.

3.1.2.2. Stimulus inconditionnel

Nous avons utilisé un ensemble de 10 tons harmonieux et 10 tons disharmonieux [56,57], qui ont été découpés en segments de 800 ms, comme USs. Huit de ces tons ont été utilisés avec succès dans une précédente étude EC intermodale [58] et nous avons sélectionné 12 tons similaires supplémentaires dans l'ensemble. Enfin, nous avons créé 10 sons neutres composés de trois tics de métronome de différentes hauteurs.

3.1.3. Procédure

Les participants étaient assis devant un moniteur CRT 100 Hz. Contrairement à l'expérience 1, les participants n'avaient pas pour instruction de mémoriser les paires CS-US. On leur a demandé de prêter attention aux sons et aux images, et on leur a dit qu'on leur demanderait d'identifier les images après chaque procès.

Chaque essai a commencé avec un écran vide pendant 500 ms, suivi d'une croix de fixation affichée pendant 500 ms. Ensuite, un masque de pixels en noir et blanc a été affiché pendant 500 ms (qui a été tourné au hasard de 0, 90, 180 ou 270 degrés), suivi de la présentation CS (la durée était de 20 ms, 30 ms, 1000 ms ou 80 ms pour les essais de remplissage comme dans l'expérience 1). Comme mentionné ci-dessus, la présentation aux États-Unis a commencé 400 ms avant le début du CS dans les essais de 20 ms, 30 ms et la moitié des essais de 1 000 ms. Pour l'autre moitié des essais de 1000 ms, le début de CS et US était simultané. Le CS a été immédiatement suivi d'un post-masque affiché pendant 100 ms (qui a été à nouveau tourné au hasard de 0, 90, 180 ou 270 degrés, mais à un angle différent de celui du masque avant). Ensuite, un écran vide s'est affiché pendant 1000 ms.

Semblable à l'expérience 1, nous avons inclus un contrôle de visibilité après chaque essai. Cependant, dans l'expérience 2, nous n'avons donné aux participants que le choix entre les CS qui ont été affichées pendant un temps de présentation similaire (soit pendant 20 ms et 30 ms, soit pendant 1 000 ms), afin de mieux contrôler les stratégies de devinette. Les participants peuvent avoir correctement raisonné qu'un CS qui a été précédemment présenté et correctement perçu à un temps de présentation plus long peut ne pas être une option plausible dans les essais avec un temps de présentation bref (de telles stratégies de supposition peuvent avoir gonflé les estimations précédentes de la visibilité du stimulus). Les participants ont à nouveau été invités à sélectionner le CS qu'ils avaient vu pendant l'essai à partir d'une liste de ces quatre CS. Si le CS a été montré pendant 80 ms, deux images Pokémon supplémentaires qui n'ont pas été utilisées dans la phase d'apprentissage ont été données comme distracteurs.

Après avoir évalué les CS critiques comme dans l'expérience 1, les participants ont indiqué à quel point ils connaissaient bien le Pokémon sur une échelle de 4 points (pas du tout, semble familier, sachez le, le sais très bien) et répondu aux mêmes questions démographiques que dans l'expérience 1. De plus, nous avons demandé aux participants s'ils avaient porté les écouteurs pendant toute la procédure.

3.1.4. Échantillon

Nous avons utilisé une analyse bayésienne séquentielle pour analyser les données entrantes [59]. Nous avons commencé à analyser les données après avoir collecté 30 participants pour réduire le risque de faux positifs [60] et analysé les données après chaque jour de collecte de données. Nos principales analyses ont consisté en deux t-tests pour les effets EC dans la condition de 1000 ms séparément pour le début CS-US simultané et retardé. Nous avions prévu de collecter des données jusqu'à ce que le facteur de Bayes pour les deux effets EC soit supérieur à 5 ou jusqu'à ce qu'un maximum de 55 participants soit collecté.

Ces critères ont été remplis, et la collecte de données a donc été arrêtée, après 46 participants. Les participants étaient pour la plupart des étudiants de l'Université de Cologne et ont reçu un crédit de cours partiel ou 2 € pour leur participation. Cinq participants ont été exclus en raison de mauvaises performances au contrôle de visibilité à 80 et 1000 ms (voir Expérience 1 pour plus de détails). Trois participants supplémentaires ont été exclus car ils ont déclaré qu'ils n'avaient pas porté les écouteurs pendant toute la procédure. Deux participants supplémentaires ont déclaré pour au moins un CS, qu'ils le connaissaient très bien et ont donc été exclus. Nous avons donc inclus 37 participants dans l'analyse finale (âge M = 23,51, s.d. = 3,83, 26 femmes).

3.1.5. L'analyse des données

Nous avons utilisé des facteurs de Bayes pour l'inférence dans toutes les analyses, comme décrit dans l'expérience 1. t-tests pour examiner les effets d'interaction. Nous ne rapportons que les analyses bayésiennes car p-les valeurs sont ininterprétables lorsque le plan d'échantillonnage n'est pas clairement défini a priori, comme ce fut le cas dans notre conception [61].

3.2. Résultats

3.2.1. Visibilité

L'un des objectifs de l'expérience 2 était de s'assurer que le nouveau matériel de stimulation était identifié à des niveaux légèrement supérieurs au hasard. Les participants ont été invités à identifier le CS à partir d'un ensemble de quatre CS, ce qui a donné un niveau de chance de 0,25. Un stimulus a été correctement identifié dans 90 % des cas dans la condition 20 ms et dans 93,33 % des cas dans la condition 30 ms. Nous avons exclu ce stimulus pour toutes les analyses de visibilité ultérieures. Le taux moyen d'identification correcte dans la condition de 20 ms était de 0,45, allant de 0,36 à 0,54, ce qui était nettement supérieur au hasard, BF10 = 932.30, = 1,77, 95% IDH [1,25, 2,32]. Les CS ont montré des écarts types très similaires, allant de 0,48 à 0,50. De même, dans la condition de 30 ms, le taux moyen d'identification correcte était de 0,57, allant de 0,46 à 0,80, ce qui était nettement supérieur au hasard, BF10 > 1000, = 2,21, 95% IDH [1,61, 2,85] (les écarts types dans la condition de 30 ms variaient de 0,40 à 0,50). 3

3.2.2. Évaluation

Comme le montre la figure 3, les facteurs de Bayes pour la simultanéité (BF10 = 9.86, = 0,43, 95% IDH [0,10, 0,76]) et début CS-US retardé (BF10 = 49.94, = 0,54, 95% IDH [0,20, 0,89]) étaient supérieurs à 5, ce qui était notre règle d'arrêt, et les deux se sont développés de manière similaire au cours de la collecte de données. Les données, en outre, ont indiqué qu'il n'y avait pas de différence entre l'apparition retardée et simultanée de l'effet EC pour les CS présentées pendant 1000 ms, BF01 = 3,95, G 2 = 0,003 .

Figure 3. Facteur de Bayes séquentiel de t-tests de la condition de 1000 ms dans l'expérience 2 (avec la visualisation commençant après cinq participants).

Nous avons calculé une ANOVA pour le temps de présentation (20, 30, 1000 ms) × valence US (positive, négative) et avons trouvé des preuves d'une interaction entre les deux facteurs, BF10 = 5,17, η G 2 = 0,029 , voir également la figure 4. Comme dans l'expérience 1, nous avons trouvé un effet EC uniquement pour les CS présentés pendant 1000 ms et non pour les CS brièvement présentés : Il y avait un effet EC robuste uniquement pour les CS présentés pendant 1000 ms, BF10 = 394.81, = 0,66, 95% IDH [0,31, 1,03]. En revanche, il y avait des preuves de l'absence d'effet EC pour les CS présentées pendant 20 ms, BF01 = 4.12, = 0,06, 95% IDH [−0,25, 0,37], ainsi que pour les CS présentées pendant 30 ms, BF01 = 7.01, = -0,04, 95% IDH [-0,35, 0,27].

Figure 4. Évaluations des CS dans l'expérience 2, divisées par le temps de présentation (20, 30 ou 1000 ms) et la SOA de CS et US (début retardé de 400 ms du CS ou déclenchement simultané de CS et US pendant un 1000 ms état uniquement). Les barres d'erreur représentent 95 % des intervalles de confiance intra-sujets, les points représentent les points de données individuels des participants.

3.3. Discussion Expérience 2

En répliquant l'expérience 1 avec différents matériaux CS et US, l'expérience 2 a trouvé un effet EC intermodal pour les CS présentés pendant 1 000 ms, mais pas pour ceux présentés pendant 20 ou 30 ms. De plus, il n'y a eu aucun effet néfaste de la SOA de 400 ms sur l'EC pour les CS supraliminaux : sur la base des résultats de l'expérience 2, nous concluons qu'une légère asynchronie d'apparition CS-US n'affecte pas l'effet de l'EC à de longues périodes de présentation par rapport à une Début CS-US. Nous supposons que l'utilisation d'un début CS-US retardé de 400 ms peut induire une expérience plus forte de présentation simultanée pour les CS brièvement présentés par rapport à un début simultané. Nous proposons que l'apparition retardée de CS-US puisse fournir des conditions plus favorables pour les effets EC avec des CS brièvement présentés, car cela pourrait augmenter les chances de réponses affectives aux États-Unis vécues simultanément avec la présentation CS.

La visibilité des CS brièvement présentés était clairement au-dessus du hasard, même pour les stimuli présentés pendant 20 ms. Cela était attendu, étant donné que les CS utilisés dans l'expérience 2 étaient plus facilement discriminables que ceux utilisés dans l'expérience 1, et étant donné que la durée des CS était légèrement plus longue que les 17 ms mis en œuvre dans l'expérience 1. Les CS ont été identifiés au-dessus du hasard, mais l'identification correcte les taux étaient beaucoup plus faibles que pour les stimuli présentés pendant 80 ou 1000 ms. La présentation des CS pendant 20 ms donne donc une méthode de présentation sous-optimale mais clairement pas invisible compte tenu des stimuli et de la procédure à portée de main.

Enfin, il n'y avait aucune indication d'un effet EC pour les CS brièvement présentées. Tant dans la condition de 20 ms que dans la condition de 30 ms, les données suggèrent qu'un effet EC proche du seuil était absent. Bien que nous ayons apporté des modifications procédurales pour créer des conditions plus favorables pour les processus automatiques dans EC par rapport à l'expérience 1 (c'est-à-dire que nous avons éliminé les instructions pour mémoriser les paires CS-US, une forte similitude entre les CS et les apparitions simultanées de CS-US), nous n'avons pas pu trouver un effet EC avec des CS brièvement présentés. Mais, encore une fois, la prudence est de mise lorsque l'on tire des conclusions sur les processus automatiques de la CE sur la base des résultats de l'expérience 2 uniquement. La preuve de l'absence d'effet EC était modérée et, comme mentionné ci-dessus, nous ne pouvons pas exclure que le contrôle de visibilité en ligne ait interféré avec un traitement automatique des appariements. Nous avons donc visé une réplication de l'expérience 2 avec un échantillon plus grand et incluant à nouveau la mesure 2-AFC potentiellement plus sensible.

4. Expérience enregistrée 3

L'objectif de l'expérience 3 était de reproduire les résultats des expériences 1 et 2 dans un échantillon suffisamment grand pour détecter des effets EC moyens à faibles pour les CS proches du seuil, ou inversement d'accumuler des preuves statistiques concluantes de l'absence d'un tel effet. La seule différence majeure par rapport à l'expérience 2 était que nous n'avons pas administré de contrôle de visibilité tout au long de la tâche d'apprentissage pour éviter d'induire un état d'esprit analytique délibératif qui aurait pu obstruer les processus automatiques des expériences 1 et 2 [24]. Comme dans l'expérience 1, nous avons en outre évalué les préférences CS dans une tâche de choix 2-AFC. Dans une étude de grande puissance, cette inclusion contribuera à répondre à la question de savoir si le choix est une mesure plus sensible pour détecter de petits changements de préférence par rapport aux notes évaluatives. À partir des données de visibilité de l'expérience 2, nous pouvons conclure que la visibilité des CS brièvement présentés était au-dessus du hasard, même à 20 ms. Étant donné que les CS sont identifiés au-dessus du hasard, une absence d'effet EC pour les CS brièvement présentées serait très informative car nous avons tenté de créer des conditions optimales dans lesquelles les théories à double processus de l'EC prédiraient un effet EC automatique.

Si, d'un autre côté, nous observions un effet EC avec des CS brièvement présentés, les résultats contrediraient les conclusions de Stahl et ses collègues [24] qui n'ont trouvé aucun effet EC pour les CS visuels proches du seuil mais supérieurs au hasard.Un tel résultat remettrait en question leur conclusion selon laquelle il n'y a pas d'effet automatique de la CE, et cela donnerait de la crédibilité à la critique selon laquelle l'absence de CE dans les études précédentes peut avoir été causée par le retard vécu entre CS et US, par une focalisation, état d'esprit de traitement de stimulus analytique induit par des instructions pour mémoriser les appariements CS-US, ou par l'interférence du contrôle de visibilité en ligne. Ainsi, l'expérience 3 fournira un test rigoureux et équitable des prédictions des modèles à processus unique ou double de la CE.

4.1. Procédure

La procédure était la même que dans l'expérience 2, sauf que tous les CS brièvement présentés ont été affichés pendant 20 ms et que tous les débuts de CS ont été retardés de 400 ms par rapport aux US. L'étude a donc suivi un 2 (heure de présentation: 20 ou 1000 ms) × 2 (valence américaine: positif ou négatif) × 2 (commande DV: 2-AFC ou évaluation en premier), les deux premiers facteurs ont été manipulés au sein des participants. L'ordre des variables dépendantes a été contrebalancé entre les participants.

Nous avons remplacé la tâche de visibilité par une tâche de détection de cible similaire à celle utilisée par Olson & Fazio [5] dans le paradigme de surveillance. Dans l'expérience 3, l'un des deux CS de remplissage a été sélectionné au hasard pour servir de stimulus cible pour cette tâche. Il a été présenté pendant 200 ms (tandis que l'autre stimulus de remplissage a été présenté pendant 80 ms), et les participants ont été invités à appuyer sur la barre d'espace aussi rapidement que possible chaque fois qu'elle apparaissait à l'écran pendant la phase d'apprentissage. Cette tâche atteint l'objectif de focaliser l'attention visuelle des participants sur les CS d'une manière comparable à la tâche d'identification CS tout en étant beaucoup moins gourmande en ressources et considérablement plus facile à réaliser. Plus important encore, il a été démontré à plusieurs reprises que la tâche prend en charge avec succès les effets de la CE dans les procédures de CE incidentes qui sont censées être dues au fonctionnement de processus associatifs automatiques [5].

4.1.1. Matériel

Sur la base des données de visibilité combinées de l'Expérience 2 et du petit test pilote administré par la suite, nous avons décidé de sélectionner les quatre CS les plus clairement visibles à afficher pendant 1 000 ms seulement et les quatre CS avec la visibilité la plus faible à présenter pendant 20 ms seulement (pour un aperçu des taux de visibilité voir annexe C). Notez que tous les CS ont été identifiés à des niveaux supérieurs au hasard dans les deux ensembles de données.

4.2. Plan d'analyse

Avant de procéder à nos analyses, nous avons exclu les participants qui (i) ont déclaré pour au moins un des Pokémon CS qu'ils le "savaient très bien" (parce que les préférences pré-expérimentales envers les stimuli ne sont généralement pas affectées par EC) (ii) ont signalé que ils n'ont pas porté les écouteurs pendant la tâche d'apprentissage (iii) ont raté trop de cibles dans la tâche en cours (les participants ont été exclus sur la base du critère de valeur aberrante de Tukey, mais seulement si ce critère atteint 3 ratés, permettant ainsi 1 ou 2 écarts pendant l'apprentissage phase) (iv) a interrompu l'expérience prématurément ou (v) a signalé explicitement d'autres problèmes majeurs (mais imprévisibles) au cours de l'expérience qui les ont empêchés de participer de manière ordonnée (par exemple, des bruits forts pendant l'expérience, une difficulté à comprendre les instructions basées sur notre expérience de études précédentes, nous nous attendons à ce qu'au plus un de ces cas se produise).

Après le réglage initial N a été atteint, nous avons analysé les données à l'aide d'analyses de données fréquentistes et bayésiennes. Toutes les autres données entrantes ont été analysées à l'aide d'une analyse bayésienne séquentielle [59,60].

4.2.1. Taille de l'échantillon prévue

Nous avons d'abord collecté un nombre fixe de 122 participants sur la base du même a priori analyse de puissance telle que décrite pour l'expérience 1, qui a assuré une puissance adéquate pour une paire unilatérale t-tester avec ?? = ?? = 0,05 et effets moyens à faibles de = 0,3 qui se situent à l'extrémité inférieure des tailles d'effet accidentel typiques de la CE. Un minimum N = 122 devrait également aider à minimiser le risque d'un résultat faussement positif dans les analyses bayésiennes séquentielles [60]. Nous avons continué la collecte de données jusqu'à ce que tous les facteurs de Bayes ciblés aient atteint (ou dépassé) 10 ou plus (ou moins de 1/10 lorsque le facteur de Bayes inverse est pris en compte), ou jusqu'à ce que nous ayons manqué d'argent (c'est-à-dire que les participants ont été payés 2 € pour le courte étude, et des fonds étaient disponibles pour payer un maximum de N = 300 participants). Le total N peut être supérieur à 300 car certains participants peuvent choisir de participer en échange d'un crédit de cours partiel. Une fois la taille minimale de l'échantillon atteinte, les données ont été analysées après chaque jour de collecte de données.

4.2.1.1. Règle d'arrêt

Nous avions prévu d'arrêter la collecte de données lorsque les preuves des deux effets EC (20 et 1000 ms) étaient concluantes, à la fois pour les notes évaluatives et la mesure du choix. C'est-à-dire que nous avons surveillé quatre facteurs de Bayes et nous avons arrêté la collecte de données lorsque, dans chacun des quatre cas, soit BF01 > 10 ou BF10 > 10.

4.2.2. Analyse confirmatoire

Dans nos analyses bayésiennes confirmatoires, qui étaient également à la base de notre règle d'arrêt de la collecte de données, nous avons d'abord testé si l'ordre des mesures dépendantes affecte le résultat de nos manipulations expérimentales. Ce n'est que lorsque l'on trouve des preuves convaincantes que l'ordre des mesures dépendantes n'affecte pas les résultats (BF01 > 10) nous avons ignoré le facteur d'ordre de mesure dépendant. Si nous avons observé des preuves statistiques non concluantes, ou si nous avons trouvé des preuves que l'ordre des mesures dépendantes a affecté nos résultats (BF10 > 10), nous analyserions les données d'évaluation uniquement pour le sous-ensemble de participants qui ont d'abord évalué les CS, et vice versa pour l'analyse des données de choix. Pour les analyses fréquentistes envisagées sur la taille initiale de l'échantillon fixe de N = 122, nous ignorerions le facteur d'ordre de mesure dépendante si nous ne trouvions pas d'effet significatif de l'ordre sur nos résultats.

4.3. Analyse confirmatoire initiale

Pour sonder la présence ou l'absence d'effets EC dans chaque niveau du facteur de temps de présentation (20 et 1000 ms), nous avons calculé une paire unilatérale (bayésienne et fréquentiste) t-tests. Nous avons utilisé les mêmes priorités et paramètres que dans les expériences 1 et 2. Pour l'analyse initiale, nous avons utilisé les 122 premiers ensembles de données valides (c. N = 122 a été atteint).

4.3.1. Évaluation

Étant donné que les résultats des analyses fréquentiste et bayésienne divergent, nous les rapporterons séparément.

4.3.1.1. Analyse fréquentiste

Il n'y avait aucune indication d'une interaction entre l'ordre de mesure et la valence américaine, F1,120 = 2,47, MSE = 1174,34, p = 0,118, η G 2 = 0,004 , ni l'ordre de mesure et la valence US et le temps de présentation CS, F1,120 = 0,63, MSE = 1335,92, p = 0,429, G 2 = 0,001 . Nous avons donc utilisé les données de tous les participants (c'est-à-dire les participants qui ont fait la tâche d'évaluation en premier et les participants qui ont fait la tâche de choix en premier) pour des analyses plus approfondies de l'évaluation. Parmi les CS présentées pendant 1000 ms, celles présentées avec des échographies positives ont été évaluées plus positivement que celles présentées avec des échographies négatives, t121 = 4.72, p < 0,001, = 0,43. Il n'y avait aucune indication d'un effet EC pour les CS présentés pendant 20 ms, t121 = 0.51, p = 0.307, = 0.05.

4.3.1.2. Analyse bayésienne

Les analyses bayésiennes sur l'influence potentielle de l'ordre de mesure n'ont pas fourni de preuves suffisantes pour ignorer le facteur d'ordre de mesure. Cela était vrai pour l'interaction à trois voies de l'ordre × temps de présentation × valence US, BF01 = 3,99, G 2 = 0,001 , et l'interaction entre la valence et l'ordre US, BF01 = 2,58, G 2 = 0,004 . Pour les analyses suivantes, nous n'avons donc utilisé que les données des participants ayant effectué la tâche d'évaluation avant la tâche de choix (N = 59). Comme dans les analyses fréquentistes, pour les CS présentées pendant 1000 ms un effet EC clair a été trouvé, BF10 = 498.39, = 0,53, 95% IDH [0,26, 0,80]. Il n'y avait cependant aucune preuve pour ni contre un effet EC pour les CS présentés pendant 20 ms, BF10 = 1.20, = 0,22, 95% IDH [-0,03, 0,47]. Étant donné que ces deux facteurs de Bayes faisaient partie de la règle d'arrêt séquentiel, nous avons poursuivi la collecte de données après l'analyse initiale des données.

4.3.2. Choix

Nous avons analysé les réponses 2-AFC à l'aide de modèles de régression logistique à effets mixtes, en utilisant les mêmes spécifications que dans l'expérience 1 pour les analyses fréquentistes et bayésiennes. Dans ces analyses, dans lesquelles la proportion de choix des CS appariés avec des US positifs est la variable dépendante, l'interception peut être interprétée comme un effet principal de la valence US, correspondant à une tendance à sélectionner des CS appariés positivement sur des CS appariés négativement. Un effet principal du temps de présentation serait équivalent à un effet modulateur sur la CE, indicatif d'un effet plus fort de la CE pour l'un des deux niveaux du facteur de durée de présentation. Nous avions prévu d'évaluer les termes d'interception respectifs pour sonder la présence d'effets EC sur le choix à chaque niveau du facteur de durée de présentation.

4.3.2.1. Analyse fréquentiste

Pas d'interaction significative de l'ordre et de la valence US, χ 1 2 = 0.03 , p = 0,858, ni une interaction significative à trois voies de l'ordre des mesures dépendantes × valence US × temps de présentation du SC n'a été trouvée, χ 1 2 = 0,36 , p = 0,549. Nous avons donc ignoré le facteur d'ordre et analysé les données de tous les participants. Parmi les CS présentés pendant 1000 ms, ceux conditionnés avec des US positifs ont été choisis plus souvent que ceux appariés avec des US négatifs, z = 3.87, p < 0,001. Pour les CS présentés pendant 20 ms, il n'y avait aucune indication de préférence pour les CS jumelés à des échographies positives, z = −0.41, p = 0,685. Les résultats de la variable de choix reflétaient donc le résultat de la variable d'évaluation rapportée ci-dessus.

4.3.2.2. Analyse bayésienne

Similaire aux analyses des données d'évaluation, les facteurs de Bayes pour l'interaction de la valence US et l'ordre des mesures dépendantes, BF01 = 4,40, ainsi que l'interaction valence US × ordre des variables dépendantes × temps de présentation CS, BF01 = 3,88, n'a pas atteint notre niveau prédéfini d'un facteur de Bayes supérieur à 10 pour l'hypothèse nulle, ce qui nous aurait permis d'ignorer l'ordre des variables dépendantes. Nous n'avons donc analysé que les données des participants ayant effectué la tâche de choix avant la tâche de notation (N = 63). Même si, de manière descriptive, les CS montrés pendant 1 000 ms et conditionnés par des échographies positives étaient plus susceptibles d'être sélectionnés, le facteur de Bayes n'était pas concluant, BF10 = 2.64, = 0,37, 95% IDH [0,06, 0,69]. Le facteur de Bayes était plus concluant pour les stimuli présentés pendant 20 ms :01 = 12.01, = 0,03, 95% IDH [−0,23, 0,28].

Étant donné que nous n'avons pas trouvé de preuves concluantes pour les quatre facteurs Bayes cibles dans notre analyse initiale, nous avons poursuivi la collecte de données et analysé les données après chaque jour de collecte de données.

4.4. Analyses confirmatoires après tests séquentiels

Au cours de la collecte séquentielle de données, l'un des facteurs Bayes cibles n'a pas atteint notre niveau prédéfini (c'est-à-dire >10 ou <1/10), et nous avons donc collecté les données maximales précédemment définies de 300 participants payés (363 participants au total, y compris les participants qui a participé à un crédit de cours partiel). Deux participants ont participé deux fois et le deuxième ensemble de données a été supprimé. Les données d'une participante ont été supprimées car elle a signalé qu'elle ne portait pas d'écouteurs et deux participantes ont été exclues en raison de difficultés techniques. De plus, 42 participants ont été exclus parce qu'ils n'ont pas appuyé sur la barre d'espace au moins huit fois lorsque la cible a été affichée et 56 participants supplémentaires ont été exclus car ils ont déclaré connaître très bien au moins un Pokémon. Par conséquent, 260 participants sont inclus dans l'analyse (âge M = 23,58, s.d. = 6,03 208 femmes).

4.4.1. Évaluation

Puisque nous avons observé une interaction entre la valence US et l'ordre des mesures dépendantes, BF10 = 17,74, G 2 = 0,009 , nous avons analysé uniquement les données des participants qui ont effectué la tâche d'évaluation avant la tâche de choix (N = 125). Comme dans l'analyse initiale, nous avons observé un effet EC pour les CS présentés pendant 1000 ms, BF10 > 1000, = 0,59, 95% IDH [0,40, 0,78]. Fait intéressant, nous avons également observé une indication de la présence d'un effet EC pour les CS brièvement présentés, BF10 = 6.88, = 0,24, 95% IDH [0,06, 0,41], voir figure 5 (et voir figure 6 pour une comparaison visuelle de tous les effets EC). Même si ce facteur de Bayes n'a pas atteint nos seuils prédéfinis et que la taille de l'effet est faible, les résultats indiquent que même lorsque les CS ont été présentés pendant seulement 20 ms, les participants ont évalué les CS présentés avec des US positifs comme plus positifs que les CS présentés avec des négatifs les États-Unis.

Figure 5. Évaluations des CS dans l'expérience 3, divisées par l'ordre des variables dépendantes, le temps de présentation CS et la valence des États-Unis jumelés avec le CS. Les barres d'erreur représentent 95 % des intervalles de confiance intra-sujets, les points représentent les points de données individuels des participants.

Figure 6. Effets EC des trois expériences dans la note évaluative, divisés par l'ordre des variables dépendantes et le temps de présentation CS. Les valeurs supérieures à 0 indiquent une évaluation plus positive des CS couplés avec des US positifs que couplés avec des US négatifs. Les gros points représentent l'effet EC moyen et les barres d'erreur correspondantes correspondent aux intervalles de densité les plus élevés à 95 %. Les petits points représentent les effets EC individuels des participants. * = début CS-US simultané.

4.4.2. Choix

Comme pour l'analyse initiale, nous n'avons pas trouvé de preuves suffisantes - selon nos seuils prédéfinis - de l'absence d'influence de l'ordre des mesures dépendantes (Ordre × valence US : BF01 = 6.68, = -0,02, 95% IDH [-0,10, 0,07] Ordre × valence US × temps de présentation CS : BF01 = 6.70, = 0,02, IDH 95 % [−0,07, 0,10]) et n'ont donc analysé que les participants ayant terminé la tâche de choix avant la tâche d'évaluation (N = 135). Après l'analyse séquentielle, nous avons observé des preuves statistiques d'une préférence pour les CS conditionnées par des échographies positives, lorsque les CS ont été présentés pendant 1000 ms, BF10 = 339.31, = 0,38, 95% IDH [0,20, 0,57]. Lorsque les CS ont été présentés pendant 20 ms, nous avons trouvé des preuves de l'absence de préférence pour les CS conditionnées par des échographies positives, BF01 = 15.12, = 0,03, IDH 95 % [−0,13, 0,20], voir figure 7. Notez que les effets EC sur la variable de choix étaient systématiquement plus faibles que l'effet EC sur la variable d'évaluation.

Figure 7. Taux de réponses à deux choix forcés alternatifs entre CS conditionnés positivement et négativement dans l'expérience 3. Des valeurs plus élevées indiquent une préférence pour le CS conditionné positivement. Les points et les barres d'erreur représentent les estimations bayésiennes des moyennes des conditions et l'IDH à 95 % correspondant du modèle de régression logistique à effets mixtes.

4.5. Analyse exploratoire

Dans une première série d'analyses supplémentaires (non enregistrées), nous avons exploré la sensibilité de nos résultats à nos critères d'exclusion des participants préenregistrés. Dans une deuxième série d'analyses, nous avons exploré l'interaction entre nos deux variables dépendantes.

4.5.1. Différents critères d'exclusion des participants

Dans une première analyse, nous nous sommes concentrés sur le faible effet EC sur les notes évaluatives obtenues pour les CS présentés pendant 20 ms, cet effet était basé sur le sous-ensemble de participants ayant terminé la tâche d'évaluation avant la tâche de choix. Ici, nous avons à nouveau analysé uniquement les données d'évaluation pour ces participants, et nous avons à nouveau exclu tous les participants qui n'ont pas appuyé sur la barre d'espace au moins huit fois. La seule différence par rapport à nos analyses de confirmation était que nous n'avons exclu que les participants qui ont déclaré connaître l'un des Pokémon affichés pendant 20 ms très bien (dans l'analyse confirmatoire, une participante était exclue dès qu'elle indiquait connaître tout Pokémon très bien). En effet, cette analyse a inclus 137 participants (au lieu de 125 dans l'analyse confirmatoire). Y compris les participants qui déclarent connaître très bien l'un des Pokémon affichés pendant 1 000 ms - mais aucun des Pokémon présentés pendant 20 ms - ne devrait pas avoir d'effet sur l'évaluation des CS dans la condition 20 ms. Cependant, les résultats de l'analyse d'évaluation pour les CS présentés pendant 20 ms (évaluation en premier uniquement) n'étaient désormais pas concluants, BF10 = 1.40, = 0,17, 95% IDH [0,01, 0,34] (c'est-à-dire qu'il n'y avait plus aucune preuve d'une préférence pour les CS appariés positivement par rapport aux CS appariés négativement). Même si l'ajout de ces participants à l'analyse ne devrait pas influencer les notes pour les CS présentées pendant 20 ms, le facteur de Bayes a été réduit et nous n'avons trouvé aucune preuve statistique pour l'hypothèse alternative par rapport à l'hypothèse nulle.

Nous avons également exploré l'effet de l'assouplissement de tous les critères d'exclusion précédemment définis (c. mesure d'évaluation (voir tableau 1), avec les résultats suivants : Pour la mesure de choix, l'assouplissement de l'un des critères d'exclusion n'a pas affecté le profil des résultats. De même, les conclusions restent inchangées pour les effets de l'EC sur les cotes évaluatives des CS présentées pendant 1 000 ms. Les résultats n'ont changé que pour l'évaluation des CS présentés pendant 20 ms ici, le facteur de Bayes était plus petit - et non concluant - lorsque des participants supplémentaires (autres que ceux de l'analyse enregistrée) ont été inclus. Il convient toutefois de noter que, dans ces analyses, nous n'avons également trouvé aucune preuve statistique de l'absence d'effet EC pour les CS présentées pendant 20 ms.

Tableau 1. Effet de différents critères d'exclusion sur les variables dépendantes d'évaluation (évaluation d'abord) et de choix (choix d'abord). Dans les analyses « inclure l'espace », seuls les participants qui ont déclaré connaître très bien au moins un des Pokémon ont été exclus. Dans les analyses « inclure la connaissance », seuls les participants qui n'ont pas appuyé sur la barre d'espace au moins huit fois ont été exclus.

4.5.2. Influence de l'ordre des variables dépendantes
4.5.2.1. Choix

Nous avons d'abord vérifié si les résultats du choix étaient affectés par l'ordre des mesures dépendantes. Nous avons analysé les données du premier groupe d'évaluation et trouvé des preuves de l'absence d'effet EC dans la condition de 20 ms, BF01 = 13.78, = 0,06, 95% IDH [0,04, 0,09], mais preuve de CE dans la condition de 1000 ms, BF10 > 1000, = 0,43, 95% IDH [0,25, 0,62]. Ce modèle de résultats était équivalent au groupe de choix en premier. Sans surprise, lorsque nous avons analysé l'ensemble de l'échantillon et ignoré l'ordre des variables dépendantes, nous avons trouvé des preuves de l'absence d'effet EC dans la condition de 20 ms, BF01=18.45, = 0,03, 95% IDH [−0,09, 0,15], mais preuve d'un effet EC dans la condition de 1000 ms, BF10 > 1000, = 0,41, 95% IDH [0,27, 0,55].

4.5.2.2. Évaluation

Comme indiqué ci-dessus, nous avons observé une indication claire d'une interaction entre la valence US et l'ordre des mesures dépendantes dans la tâche d'évaluation, BF10 = 17,74, G 2 = 0,009 . Il y avait une indication de l'absence d'interaction entre la valence US, l'ordre des mesures dépendantes et le temps de présentation des CS, BF01 = 6,81, G 2 = 0,000 . Fait intéressant, pour les CS montrées pour 1000 ms, l'interaction entre la valence US et l'ordre des variables dépendantes n'était pas concluante, BF01 = 1,37, G 2 = 0,006 , mais nous avons trouvé des indications claires pour une interaction valence US × ordre des variables dépendantes pour les CS présentées pendant 20 ms, BF10 = 12,08, G 2 = 0,015 . Cette interaction pour les CS présentées pendant 20 ms reflète la constatation que l'effet EC était plus important lorsque l'évaluation était administrée avant la tâche de choix que lorsqu'elle était administrée après la tâche de choix, BF10 = 9.91, = 0,36, 95% IDH [0,11, 0,60] (une comparaison parallèle pour les CS présentées pendant 1000 ms a donné des résultats non concluants, BF01 = 1.48, = 0,22, 95% IDH [-0,02, 0,45]).

4.6. Discussion Expérience 3

L'objectif principal de la troisième expérience était de déterminer si nous pouvons trouver des effets EC avec des temps de présentation CS brefs (20 ms) et plus longs (1000 ms) lorsque les participants n'ont pas à répondre à un contrôle de visibilité après chaque essai. Pour une évaluation des CS après la phase d'apprentissage ainsi qu'une tâche 2-AFC, nous avons constaté que les CS présentés pendant 1000 ms et jumelés avec des US positifs étaient préférés aux CS présentés pendant 1000 ms et jumelés avec des US négatifs. En ce qui concerne la mesure de notation évaluative, nous avons également trouvé des preuves que les CS présentés pendant 20 ms et associés à des États-Unis positifs étaient jugés plus positifs que les CS présentés pendant 20 ms et associés à des États-Unis négatifs. Fait intéressant, ce modèle n'a pas été trouvé dans la tâche de choix : ici, les CS présentés pendant 20 ms étaient aussi susceptibles d'être choisis lorsqu'ils étaient jumelés avec des États-Unis positifs que lorsqu'ils étaient jumelés avec des États-Unis négatifs. Nous avons en outre observé que l'effet EC sur les notes évaluatives dans la condition de 20 ms était modulé par la tâche de choix, en ce sens que l'effet EC était plus faible après la tâche de choix par rapport à l'effet trouvé lorsque l'évaluation était administrée avant la tâche de choix. Dans la section suivante, nous discuterons de la découverte d'un effet EC pour les CS présentés pendant 1000 ms, des résultats divergents des effets EC pour les CS présentés pendant 20 ms, et de l'interférence potentielle de la tâche de choix sur la tâche d'évaluation.

La découverte d'un effet EC dans l'évaluation des CS présentées pendant 1000 ms a répliqué les deux expériences précédentes, ainsi que des études précédentes sur l'EC intermodale avec des stimuli pouvant être perçus consciemment. Le résultat montre donc que le paradigme actuel est capable de démontrer de manière fiable les effets EC intermodaux dans les notations évaluatives. Les résultats étaient un peu plus mitigés en ce qui concerne la mesure du choix : dans l'expérience 1, la preuve d'un effet EC pour les CS présentées pendant 1 000 ms dans la tâche 2-AFC n'était pas concluante. Dans l'expérience 3, cependant, nous avons trouvé des preuves convaincantes que les CS présentées pendant 1 000 ms et associées à des États-Unis positifs étaient préférées aux CS présentées pendant 1 000 ms et associées à des États-Unis négatifs. Cette découverte montre que le conditionnement évaluatif pourrait être un outil utile pour influencer le comportement de prise de décision, et il confère une validité écologique au phénomène EC. Des études futures dans un cadre appliqué pourraient s'appuyer davantage sur cette découverte.

Contrairement aux CS présentés pendant 1 000 ms, nous n'avons pas trouvé de préférence pour les CS appariés positivement présentés pendant 20 ms dans la tâche 2-AFC. Nous ne pouvons que spéculer si cela est dû au fait qu'il n'est tout simplement pas possible d'influencer le comportement décisionnel des participants avec des CS brièvement présentés, ou si la tâche de choix n'était pas suffisamment sensible pour détecter de petits effets. Sur la base de résultats antérieurs [31], nous avions initialement supposé que le choix pourrait être une mesure des préférences plus sensible que les évaluations. Dans les deux expériences 1 et 3, qui utilisaient à la fois le choix et l'évaluation comme mesures dépendantes, les tailles d'effet dans la tâche d'évaluation étaient plus grandes que les tailles d'effet dans la tâche de choix. À la lumière de ces constatations, nous dirions que le choix n'est peut-être pas une mesure plus sensible que l'évaluation.

Conformément à cette interprétation, il y avait des preuves d'un effet EC dans la condition de 20 ms dans la tâche d'évaluation (mais pas dans la tâche de choix). Pour l'interprétation de cet effet, il convient de noter que - comme dans l'étude de Stahl et ses collègues [24] - les stimuli CS brièvement présentés n'étaient pas vraiment subliminaux mais en fait visibles à des niveaux supérieurs au hasard. Nous nous abstenons donc de prétendre avoir trouvé un effet EC pour des stimuli véritablement subliminaux. Néanmoins, l'indication actuelle d'un effet EC pour les stimuli présentés seulement très brièvement contredit les résultats précédents [24] suggérant que les effets EC nécessitent des durées de présentation CS beaucoup plus longues. Il y a quelques facteurs qui pourraient expliquer cet écart : contrairement aux expériences de Stahl et ses collègues [24], les présentes études (i) n'ont pas inclus de contrôle de visibilité après chaque essai, et (ii) elles ont mis en œuvre une approche intermodale. Procédure CE qui aurait pu permettre une expérience plus simultanée de CS et US [26]. Combinés, ces changements pourraient avoir entraîné la formation d'un effet EC même avec un temps de présentation très bref. Il faut cependant noter que la taille de l'effet trouvée dans cette étude était très petite, ce qui pourrait expliquer pourquoi les études précédentes (par exemple, l'expérience 1 et l'expérience 2) n'ont pas trouvé l'effet. Un autre point important est que, contrairement à l'effet pour les CS présentés pendant 1 000 ms, l'effet dans la condition de temps de présentation de 20 ms n'était pas robuste aux analyses supplémentaires - exploratoires. Inclure seulement quelques participants supplémentaires (c'est-à-dire ceux qui connaissaient un ou plusieurs des stimuli CS présentés pendant 1 000 ms mais pas ceux présentés pendant 20 ms) a fortement réduit les preuves statistiques d'un effet EC dans la condition de 20 ms (c'est-à-dire le facteur de Bayes indiqué preuves simplement anecdotiques). Néanmoins, les effets de l'EC sur l'évaluation des CS présentés pendant 20 ms sont intéressants et justifient d'investir des efforts supplémentaires sur la question de savoir si un cadre intermodal pour obtenir une présentation simultanée des CS et des États-Unis - tel qu'utilisé dans cet article - pourrait être bien adapté aux effets EC automatiques.

Il est en outre intéressant de discuter de l'effet d'ordre de nos variables dépendantes. Pour les CS présentées pendant 20 ms, l'effet de l'évaluation de la CE était plus faible lorsque l'évaluation était administrée après (par rapport à avant) la tâche de choix. Une explication possible de ce schéma de résultats est un effet de cohérence dans le groupe choix premier : les participants peuvent avoir évalué les CS conformément à leurs choix précédents si, comme nos résultats l'indiquent, il n'y avait pas d'effet EC sur le choix, ces choix étaient probablement être aléatoire (c'est-à-dire tout aussi susceptible d'être cohérent qu'incompatible avec la valence américaine), et cela peut avoir masqué, ou entravé, le faible effet de la CE sur les évaluations. Ceci est conforme aux recherches montrant que les choix peuvent influencer la préférence d'éléments initialement valorisés [62] (mais notez que cette conclusion a récemment été discutée de manière critique et que des conditions aux limites possibles ont été suggérées pour l'influence du choix sur les préférences [63]) .

5. Discussion générale

Nous avons entrepris de tester l'hypothèse selon laquelle la présentation simultanée CS-US pourrait être bénéfique pour EC avec des CS brièvement présentés. Pour obtenir une présentation CS-US simultanée qui garantissait que l'attention visuelle pouvait être dirigée vers le CS brièvement présenté, nous avons mis en œuvre un paradigme intermodal avec des US auditifs et des CS visuels. Dans les deux premières études, nous n'avons pas observé d'effet EC pour les CS brièvement présentés : absence d'un effet EC pour les SC brièvement présentées. Cependant, les interférences résultant de la tâche d'identification CS - qui a été déclenchée après chaque essai dans les phases d'apprentissage des expériences 1 et 2 - ainsi que le manque de puissance statistique, pourraient être des raisons pour ne pas trouver d'effet EC dans ces conditions. Nous avons donc omis la tâche d'identification CS dans une expérience 3 de grande puissance, et nous avons en outre introduit un début de CS légèrement retardé pour créer une expérience plus simultanée de CS et US. Dans cette troisième étude, nous avons trouvé des preuves d'un effet EC pour les CS brièvement présentés, qui semblaient dépendre de nos critères d'exclusion enregistrés.

Une limitation importante est que les CS n'ont été présentés de manière vraiment subliminale dans aucune des études présentées. L'identification CS était au-dessus du hasard pour toutes les conditions réalisées, de sorte que les effets EC observés pourraient avoir été motivés par la perception consciente de certains participants de certaines des présentations CS. La conscience de la contingence entre ces CS et les US auditifs peut donc s'être formée consciemment et pourrait sous-tendre les effets EC trouvés dans la condition de présentation brève. Il ne s'ensuit donc pas que le processus sous-jacent à l'effet EC avec les CS brièvement présentés dans l'expérience 3 doit avoir été automatique. L'idée que seuls quelques stimuli ont été consciemment perçus par peut-être seulement un petit sous-ensemble de participants pourrait également expliquer la petite taille d'effet trouvée pour les CS présentées pendant 20 ms dans l'expérience 3, qui pourrait provenir d'un mélange d'un effet EC de taille moyenne. par les participants qui ont vu les stimuli brièvement présentés et un effet EC nul des participants qui n'ont pas vu les stimuli. Néanmoins, les résultats de l'expérience 3 donnent lieu à une étude plus approfondie de la possibilité d'un effet EC avec une présentation CS vraiment subliminale.

La proposition centrale de cet article était qu'une présentation simultanée de CS et US pourrait être bénéfique pour les effets EC avec des CS brièvement présentés. Grâce à une procédure d'EC intermodale avec des CS et des US auditifs présentés visuellement, nous avons tenté de réaliser une expérience simultanée de CS et d'US. En utilisant cette procédure, un effet EC avec des CS brièvement présentés - mais visibles au-dessus de la chance - a été obtenu, ce qui contraste avec les résultats de Stahl et ses collègues [24]. Cependant, la présente étude ne cherche pas à savoir si les changements procéduraux ont effectivement eu les effets causals discutés, en raison de la manipulation non expérimentale de la (présence versus absence de) tâche d'identification CS, et en raison du manque de preuves concernant l'effet ( ou son absence) de retarder légèrement l'apparition du CS sur EC avec des CS brièvement présentés. Les recherches futures devraient aborder plus directement la possibilité qu'une expérience simultanée de CS et d'US pourrait être bénéfique pour l'apparition d'effets EC [26], et qu'une tâche d'identification CS pour évaluer la visibilité, administrée après chaque essai, pourrait interférer avec EC pour brièvement présenté CS. Peut-être plus important encore, le présent travail a trouvé un petit effet EC avec des CS brièvement présentés, suggérant que la recherche d'un ensemble de conditions habilitantes pour les effets EC subliminaux pourrait s'avérer utile, et que le paradigme intermodal proposé ici pourrait être une méthode utile pour études futures.


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