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PRB seuil ajusté
Kruskal-Wallis 8.68e−56 ★★★
Wilcoxon: phrase et p. arg. 5.19e−36 ★★★ ★★★
Wilcoxon: phrase et prop. imm. 1.19e−46 ★★★ ★★★
Wilcoxon: prop. arg. et prop. imm. 5.01e−02 ✩✩✩ ✩✩✩
TAB. 6.8 – Probabilités de différence de marquage initial des propositions
sentée sous la forme d’une courbe ou d’une boîte à moustache (figure 6.7). 11 Les
courbes montrent que la ponctuation de la phrase se caractérise par une tendance
inverse très prononcée par rapport à celle des autres propositions: comme lesχ 2 le
montraient, la phrase attire manifestement plus le marquage. Par contre, les courbes
concernant les propositions subordonnées décroissent dans la même direction. Le
fait que les encoches des boîtes correspondantes se recouvrent indique que si l’on
considère les taux de chaque charte, la différence entre les subordonnées s’estompe.
Néanmoins, la dispersion des données autour des médianes est différente: les boîtes
montrent des propositions immédiates ne dépassant 30% de marquage initial que dans
des cas exceptionnels, alors que les pourcentages sont répartis de manière beaucoup
plus lâche dans le cas des propositions argumentales; les courbes de densité sont tout
aussi limpides.
Il est possible de calculer les probabilités de l’absence de différence (H0) entre les
médianes des trois distributions à l’aide de tests non paramétriques – qui n’imposent
pas que les distributions aient une forme particulière (Howell 1998, ch. 18). Malheureusement,
le test de Wilcoxon 12 ne suffit plus à évaluer H0 en présence de plus de
deux échantillons. On utilise alors le test de Kruskal-Wallis (Howell 1998, 740–741),
dont H1 stipule qu’au moins un des échantillons a une médiane différente des autres.
On effectue ensuite un test a posteriori en comparant les échantillons deux à deux –
test de Wilcoxon ajusté par la correction de Šidàk (Abdi 2007). Les statistiques calculées
confirment tout à fait ce que l’examen des encoches pouvait nous apprendre (table
6.8). 13 Les médianes des proportions de marquage des deux types de subordonnées ne
sont pas significativement différentes. La probabilité non modifiée par l’ajustement de
Šidàk était déjà à la limite de la significativité. Cela pourrait signifier que la différence
observée dans lesχ 2 est en réalité caractéristique de quelques documents comprenant
un grand nombre des constructions, alors que la situation de chaque charte prise
isolément est beaucoup plus floue.
Les conclusions sont donc différentes suivant qu’on envisage tous les documents
comme s’ils constituaient un seul texte ou qu’on préserve leur individualité. De manière
générale, il y a un écart très net entre les fréquences de marquage des trois types
de propositions, mais le contraste entre les subordonnées est certainement caractéristique
d’un nombre limité de documents. Si l’on considère tous les documents comme
participant à la construction du même texte, on perd complètement cette particularité.
11
Voir les dépouillements en annexe: 6.1.1.1.c.proportions-phrase, 6.1.1.1.c.proportionsproparg
et 6.1.1.1.c.proportions-propimm.
12
Déjà employé ci-dessus (→5.3.3.1).
13
Bien entendu, le test de Kruskal-Wallis ne doit pas être ajusté, puisqu’il porte sur l’ensemble
des échantillons.
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