Section 2 : La présentation des
résultats
Avant la présentation proprement dite des
résultats, nous nous permettons de rappeler une fois de plus
l'écriture du modèle retenu à des fins d'estimation.
A. Le rappel du modèle estimé
Le modèle PROBIT estimé est formulé de la
manière suivante :
(-) ( ) (-)
(-)
Nous tenons à souligner que la valeur numérique
des paramètres estimés n'a pas vraiment d'intérêt en
soi, dans la mesure où ils ne correspondent aux paramètres de
l'équation de la variable latente qu'à une constante
multiplicative près. De plus, nous verrons que le seuil n'est pas non
plus identifiable, car il se confond au terme constant dans . Ainsi,
dans ce modèle binaire, les paramètres ne sont
identifiés qu'à une
constance additive et une constante multiplicative ( ) de
près (F. B.
DOUCOURE, 2008).
Par ailleurs, la seule information réellement
utilisable est le signe des paramètres, indiquant si la variable «
REFORME » associée influence la probabilité à la
hausse ou à la baisse.
Le signe négatif des coefficients attachés
à la méthodologie ( ),
l'admissibilité ( ) et le choix de S.E.S ( )
témoigne de la nécessité d'une
réforme de l'enseignement/apprentissage de l'oral en
S.E.S. Car, ce signe négatif de la méthodologie, de
l'admissibilité et le choix en S.E.S au second tour, indique le fait que
l'application ou l'exigence de la méthodologie réduit à la
baisse le besoin voir la demande de réforme de
l'enseignement/apprentissage de l'oral en S.E.S. Alors que le signe positif de
la subjectivité ( ) traduit à la hausse la demande de
réforme de l'enseignement/apprentissage de l'oral en S.E.S au
baccalauréat.
B. La présentation des résultats
Les résultats de l'estimation se retrouvent dans le
tableau 1 cidessous :
Tableau 1 : Résultats du modèle Probit
estimé :
|
Variables
|
METHO
|
SUBJECTIF
|
ADMISSI
|
CHOIX S.E.S
|
|
Coefficients
|
-0.831497
|
1.552377
|
-0.304573
|
-0.028477
|
|
Probabiités
|
0.1491
|
0.0171
|
0.7404
|
0.9748
|
Source : Résultat d'enquete sur Eviews 5 en 2012
NB : Les probabilités sont confrontées au seuil
critique de 5% qui minimise la marge d'erreurs. Si la probabilité du
tableau 1 est supérieure à 0,05 soit 5%, alors il existe une
significativité. Dans le cas contraire, nous concluons qu'il n'y a pas
de significativité.
De ces résultats, nous avons la relation de notre
modèle suivante :
Estimation Equation:
REFORME = 1-@CNORM(-(C(1)*METHO + C(2)*SUBJECT +
C(3)*ADMISSI
+ C(4)*CHOIX_SES))
Substituted Coefficients:
REFORME = 1-@CNORM(-(-0.8314972048*METHO
+
1.552376985*SUBJECT -0.3045726843*ADMISSI
-
0.02847665968*CHOIX_SES))
Avec N=32
Tableau 2 : résultats des paramètres du
départ
|
Paramètres
|
Valeurs
|
|
-0.831497
|
|
1.552376
|
|
-0.304572
|
|
0.028477
|
Source : Résultat d'enquete sur Eviews 5 en 2012
Le
tableau 3 : le test de Hosmer-Lemeshow est synthétisé (Cf Annexe
4)
H-L Statistic: 7.2433 Prob. Chi-Sq(8) 0.5106
Andrews Statistic: 18.2838 Prob. Chi-Sq(10) 0.0504
Source : Résultat d'enquete sur Eviews 5 en 2012
Au seuil de 5%, l'ajustement est de bonne qualité, car la
probabilité de signification du test de Hosmer-Lemeshow vaut 0,5106 soit
51,06%. Ceci conforte nos résultats d'analyse.
En ce qui concerne les rapports de vraisemblance en termes
d'espérance conditionnelle de la variable binaire, nous avons la
proportion des élèves, étudiants et enseignants. Cette
proportion accepte l'amélioration,
voir la réforme de l'enseignement/apprentissage de l'oral
au baccalauréat (Cf. Tableau 4 ci-dessous).
Tableau 4 : Les proportions du besoin
d'enseignement/apprentissage
Table 8: Conditional table for SUBJECT=1, ADMISSI=1,
|
CHOIX_SES=1:
Count
|
0
|
METHO
1
|
Total
|
|
0
|
2
|
3
|
5
|
|
REFORME 1
|
12
|
6
|
18
|
|
Total
|
14
|
9
|
23
|
|
Measures of Association
|
Value
|
|
|
|
Phi Coefficient
|
0.225374
|
|
|
|
Cramer's V
|
0.225374
|
|
|
|
Contingency Coefficient
|
0.219860
|
|
|
|
Table Statistics
|
df
|
Value
|
Prob
|
|
Pearson X2
|
1
|
1.168254
|
0.2798
|
|
Likelihood Ratio G2
|
1
|
1.144460
|
0.2847
|
WARNING: Expected value is less than 5 in 50.00% of cells
(2 of 4).
Table 9: Conditional table for ADMISSI=1, CHOIX_SES=1:
|
METHO
Count 0 1
|
Total
|
|
0
|
4
|
4
|
8
|
|
REFORME 1
|
14
|
6
|
20
|
|
Total
|
18
|
10
|
28
|
|
Measures of Association
|
Value
|
|
|
|
Phi Coefficient
|
0.188562
|
|
|
|
Cramer's V
|
0.188562
|
|
|
|
Contingency Coefficient
|
0.185296
|
|
|
|
Table Statistics
|
df
|
Value
|
Prob
|
|
Pearson X2
|
1
|
0.995556
|
0.3184
|
|
Likelihood Ratio G2
|
1
|
0.973440
|
0.3238
|
Note: Expected value is less than 5 in 25.00% of cells (1 of
4).
Source : Résultat d'enquete sur Eviews 5 en 2012
Au niveau de la prédiction des résultats (Cf.
Tableau 5 ci-dessous),
Tableau 5 de prédiction du modèle Probit
Dependent Variable: REFORME
Method: ML - Binary Probit (Quadratic hill climbing) Date:
06/25/12 Time: 16:06
Sample: 1 32
Included observations: 32
Prediction Evaluation (success cutoff C = 0.5)
|
Estimated Equation
Dep=0 Dep=1 Total
|
Constant Probability
Dep=0 Dep=1 Total
|
|
P(Dep=1)<=C
|
4
|
2
|
6
|
0
|
0
|
0
|
|
P(Dep=1)>C
|
5
|
21
|
26
|
9
|
23
|
32
|
|
Total
|
9
|
23
|
32
|
9
|
23
|
32
|
|
Correct
|
4
|
21
|
25
|
0
|
23
|
23
|
|
% Correct
|
44.44
|
91.30
|
78.13
|
0.00
|
100.00
|
71.88
|
|
% Incorrect
|
55.56
|
8.70
|
21.88
|
100.00
|
0.00
|
28.13
|
|
Total Gain*
|
44.44
|
-8.70
|
6.25
|
|
|
|
|
Percent
|
|
|
|
|
|
|
|
Gain**
|
44.44
|
NA
|
22.22
|
|
|
|
Source : Résultat d'enquete sur Eviews 5 en 2012
Sur la prédiction, nous notons que le pourcentage de
prédiction fausse (incorrecte) est de 28,13 % inférieur au
pourcentage de prédiction vraie (correcte) de 71,88% (Cf. Annexe).
Il en ressort que toutes les variables ont le signe attendu.
L'ajustement statistique est de bonne qualité. Le test de
Hosmer-Lemeshow confirme cette significativité (Cf. tableau 3
ci-dessus).
| 
