Examen de l'attitude d'étudiants universitaires burundais à l'égard de la promotion féminine

7. Interprétation des résultats de l'échelle définitive

Cette interprétation ne peut être faite indépendamment de la distribution des résultats du groupe dont nous mesurons l'attitude^71(*). Nous calculons d'abord la moyenne (M) et l'écart-type (á) de la distribution des résultats. Ces deux paramètres ont été calculés par la méthode brève.

M = M' + fx_ii * i

N

M = la moyenne

M' = la moyenne provisoire

Xi = la valeur centrale

? fx'' = ? x' ou ? (Xi - M')

i i

N = la population

á = v X²

N dans laquelle ? x² = la somme des carrés obtenue par la formule :

? x² = i²[fx''² - (? x'')²]

N

Tableau du calcul des paramètres

Classes	Xi	f	x''	fx''	fx''²
96-102	99	2	5	10	50
89-95	92	6	4	24	96
92-88	85	4	3	12	36
75-81	78	13	2	26	52
68- 74	71	14	1	14	14
61-67	64	22	0	0	0
54-60	57	14	-1	-14	14
47-53	50	13	-2	-26	52
40- 46	43	8	-3	-24	72
33-39	36	1	-4	-4	16
26-32	29	2	-5	-10	50
19-25	22	1	-6	-6	36
		100 N		2 ?fx''	488 ?fx''²

M = 64 + 2 * 7 = 64,14

100

?x² = 49 [488 - 4] = 23910,04

100

á² = 23910,04 = 239,10

100

á = v 239,10 = 15,46

Pour obvier à l'approximation de la méthode brève, nous employons la correction de SHEPPARD.

á = v á² - i²

12

où 12 est une constante : á = v 239,10 - 49 = 15,33

12

Nous devons mesurer maintenant la normalité de la distribution des résultats. Le tableau ci-après indique la méthode suivie pour la recherche des fréquences théoriques.

Fréquences théoriques

Classes	fo	Xi	Xi - M	Xi - M = z á	y	p	ft
96-102	2	99	34,86	2,27	.488	.012	1,2
89-95	6	92	27,86	1,82	.465	.023	2,3
92-88	4	85	20,86	1,36	.413	.052	5,2
75-81	13	78	13,86	.90	.316	.097	9,7
68- 74	14	71	6,86	.45	.174	.142	14,2
61-67	22	64	-0,14	- .009	-.0357	.209	20,9
54-60	14	57	-7,14	- . 46	-.177	.141	14,1
47-53	13	50	-14,14	- . 92	-.321	.144	14,4
40- 46	8	43	-21,14	- 1, 38	-.416	.095	9,5
33-39	1	36	-28,14	- 1, 83	-.566	.050	5,0
26-32	2	29	-35,14	- 2, 29	-.488	.022	2,2
19-25	1	22	-42,14	- 2, 75	-.497	.009	0,9 99,6

Signification des symboles :

Xi = valeur centrale

fo = fréquence observée

y = surface en-dessous de la courbe correspondant au score z

p = expected proportion

ft = fréquence théorique

Test de normalité de la distribution

Xi	fo		ft		fo-ft	(fo-ft)²	(fo-ft)² ft
99	2	12	1,2	8,7	3,3	10.89	1.25
92	6		2,3
85	4		5,2
78	13		9,7		3,3	10.89	1.12
71	14		14,2		-.2	.04	.0028
64	22		20,9		1,1	1.21	.058
57	14		14,1		-.1	.01	.00071
50	13		14,4		-1.4	1.96	.136
43	8	12	9,5	17,6	-5.6	31.36	1.78 4.35=á²
36	1		5,0
29	2		2,2
22	1		0,9

Le test á² va nous permettre de déterminer numériquement si la distribution obtenue est pratiquement proche de la normale, c'est-à-dire si l'échantillon a été correct et le test bien construit.

La table des á² pour 4 df donne une valeur significative de 11.345 au seuil de P = .01.

La valeur que nus avons trouvée étant inférieure, nous ne pouvons pas rejeter l'hypothèse de normalité et nous sommes en droit de considérer notre distribution comme suffisamment proche de la normale.

Une distribution normale des résultats à notre échelle d'attitude ^72(*) nous permet de croire que chaque sujet avance sa réponse en toute liberté sans essayer de se conformer à l'opinion d'une majorité. S'il en était autrement, si par exemple les sujets avaient essayé de faire plaisir à l'interviewer en répondant dans le sens supposé chez celui-ci, la distribution se serait écartée d'une distribution normale.

Notre groupe expérimental peur être considéré comme suffisamment homogène.

Au vu de ce qui précède, notre échelle parait exprimer des opinions personnelles suffisamment indépendantes d'un sentiment collectif ; elle peut être considérée comme normale.

Aussi, pouvons-nous en normaliser les résultats, c'est-à-dire que nous pouvons rassembler nos résultats en un tableau qui nous permettrait rapidement, au vu du résultat brut du sujet, de situer l'attitude de celui-ci (étudiant burundais de l'université du Burundi) à l'égard de la promotion féminine. La population expérimentale comprend 100 sujets ; c'est la raison pour laquelle nous emploierons une unité ¼ de sigma qui donnera une échelle de 9 classes.

Normalisation des résultats

% théoriques	Classe d'étalonnage	Résultats d'échelle
4	1	= 87
6.6	2	81 - 86
12.1	3	73- 80
17.5	4	65 -72
19.6	5	56- 64
17.5	6	48- 55
17.5	7	41- 47
6.6	8	43 -40
4	9	= 33

* ⁷¹ EDWARDS (A.L) : op.cit ;, pp. 156-157

* ⁷² STOETZEL (J) : « Théorie des opinions », Paris, PUF, 1943, pp. 109 et svtes, cité par MAQUET : op.cit. p. 47