{"id":5263,"date":"2026-09-11T18:19:04","date_gmt":"2026-09-11T18:19:04","guid":{"rendered":"http:\/\/french.arabpsychology.com\/statistics\/anova-mesures-repetees-definition-formule-exemple\/"},"modified":"2026-09-11T18:19:10","modified_gmt":"2026-09-11T18:19:10","slug":"anova-mesures-repetees-definition-formule-exemple","status":"publish","type":"psych_stat","link":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/?psych_stat=anova-mesures-repetees-definition-formule-exemple","title":{"rendered":"ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es : D\u00e9finition, Formule et Exemple"},"content":{"rendered":"<p>L&rsquo;analyse statistique des protocoles exp\u00e9rimentaux et observationnels constitue l&rsquo;un des piliers fondamentaux de la d\u00e9marche scientifique moderne, en particulier au sein des sciences humaines, cognitives, biom\u00e9dicales et comportementales. D\u00e8s lors qu&rsquo;un chercheur souhaite \u00e9prouver l&rsquo;effet d&rsquo;une variable ind\u00e9pendante cat\u00e9gorielle sur une variable d\u00e9pendante continue, l&rsquo;analyse de variance, universellement d\u00e9sign\u00e9e sous l&rsquo;acronyme d&rsquo;ANOVA (pour <em>Analysis of Variance<\/em>), s&rsquo;impose naturellement comme la m\u00e9thode param\u00e9trique d&rsquo;\u00e9lection. Toutefois, la structure m\u00eame du recueil des donn\u00e9es exp\u00e9rimentales impose fr\u00e9quemment une contrainte m\u00e9thodologique singuli\u00e8re : l&rsquo;\u00e9valuation r\u00e9p\u00e9t\u00e9e des m\u00eames unit\u00e9s exp\u00e9rimentales \u2014 le plus souvent des participants humains ou des mod\u00e8les animaux \u2014 \u00e0 travers diff\u00e9rentes conditions temporelles, contextuelles ou exp\u00e9rimentales. Dans cette configuration d&rsquo;appariement structurel, l&rsquo;ANOVA unidirectionnelle classique \u00e0 groupes ind\u00e9pendants s&rsquo;av\u00e8re totalement inop\u00e9rante, car elle m\u00e9conna\u00eet fondamentalement la corr\u00e9lation inh\u00e9rente qui unit les observations \u00e9manant d&rsquo;un m\u00eame individu.<\/p>\n<p>Pour r\u00e9pondre \u00e0 cette exigence analytique et exploiter pleinement la richesse des protocoles intra-sujets (dits <em>within-subjects designs<\/em>), les statisticiens ont d\u00e9velopp\u00e9 le formalisme de l&rsquo;<strong>ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/strong>. Ce mod\u00e8le lin\u00e9aire sophistiqu\u00e9 ne se contente pas d&rsquo;\u00e9tendre la logique de comparaison des moyennes \u00e0 plus de deux conditions appari\u00e9es ; il propose une refonte conceptuelle et math\u00e9matique int\u00e9grale de la d\u00e9composition de la variance. En isolant m\u00e9thodiquement la variabilit\u00e9 propre aux caract\u00e9ristiques stables des individus, cette technique permet d&rsquo;extirper du terme d&rsquo;erreur al\u00e9atoire une fraction substantielle de bruit de fond statistique, augmentant ainsi de mani\u00e8re spectaculaire la sensibilit\u00e9 et la puissance statistique des tests d&rsquo;hypoth\u00e8ses sans exiger des cohortes pl\u00e9thoriques.<\/p>\n<p>Le pr\u00e9sent article propose une exploration exhaustive, rigoureuse et didactique de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es. De ses assises \u00e9pist\u00e9mologiques et th\u00e9oriques jusqu&rsquo;\u00e0 son impl\u00e9mentation assist\u00e9e par ordinateur (R, SPSS, JASP), en passant par le traitement minutieux de ses postulats \u2014 singuli\u00e8rement le d\u00e9fi incontournable de la <strong>sph\u00e9ricit\u00e9<\/strong> \u2014, les formulations matricielles de son partitionnement de variance et la r\u00e9solution int\u00e9grale, pas \u00e0 pas, d&rsquo;un cas clinique issu de la psychologie, ce guide offre aux chercheurs, cliniciens, statisticiens et \u00e9tudiants une ressource acad\u00e9mique d\u00e9finitive pour comprendre, ex\u00e9cuter et rapporter ce test selon les normes scientifiques les plus exigeantes de l&rsquo;<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/apastyle.apa.org\/\">American Psychological Association<\/a> (APA).<\/p>\n<h2>1. Introduction et fondements conceptuels de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/h2>\n<h3>1.1 D\u00e9finition et nature du plan intra-sujet<\/h3>\n<p>L&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, d\u00e9sign\u00e9e dans la litt\u00e9rature anglo-saxonne sous les termes de <em>Repeated Measures ANOVA<\/em> ou <em>within-subjects ANOVA<\/em>, repr\u00e9sente une extension du test t de Student pour \u00e9chantillons appari\u00e9s \u00e0 des situations comportant au moins trois niveaux d&rsquo;un facteur exp\u00e9rimental intra-individuel, ou impliquant la combinaison de plusieurs facteurs mesur\u00e9s sur les m\u00eames entit\u00e9s. En m\u00e9thodologie quantitative, un plan intra-sujet se caract\u00e9rise par le fait que chaque participant ou unit\u00e9 d&rsquo;observation traverse l&rsquo;ensemble des conditions d\u00e9finies par le protocole exp\u00e9rimental. Contrairement aux plans inter-sujets (<em>between-subjects<\/em>), o\u00f9 chaque groupe est constitu\u00e9 d&rsquo;individus distincts et mutuellement exclusifs, le plan intra-sujet conf\u00e8re \u00e0 chaque individu le statut de son propre t\u00e9moin ou contr\u00f4le m\u00e9thodologique.<\/p>\n<p>Cette approche longitudinale ou multi-conditions permet de capturer des dynamiques \u00e9volutives complexes ou des contrastes perceptifs, \u00e9motionnels et comportementaux fins. L&rsquo;avantage fondamental de cette configuration r\u00e9side dans la neutralisation presque absolue de la variance interindividuelle r\u00e9siduelle. Dans la nature humaine, les individus diff\u00e8rent drastiquement quant \u00e0 leurs capacit\u00e9s cognitives de base, leurs traits de personnalit\u00e9, leurs pr\u00e9dispositions g\u00e9n\u00e9tiques ou leur histoire d\u00e9veloppementale. Dans un plan \u00e0 groupes ind\u00e9pendants, ces variations constituent une source massive de variabilit\u00e9 non contr\u00f4l\u00e9e qui s&rsquo;accumule directement dans le terme d&rsquo;erreur. \u00c0 l&rsquo;inverse, l&rsquo;\u00e9valuation r\u00e9p\u00e9t\u00e9e d&rsquo;un m\u00eame \u00e9chantillon permet d&rsquo;ancrer les comparaisons sur une base baseline constante, s\u00e9parant de facto ce qui rel\u00e8ve de la singularit\u00e9 individuelle de ce qui d\u00e9coule de la manipulation exp\u00e9rimentale.<\/p>\n<p>D&rsquo;un point de vue \u00e9pist\u00e9mologique, ce paradigme op\u00e8re une distinction lumineuse entre la <strong>variabilit\u00e9 syst\u00e9matique<\/strong> \u2014 induite de mani\u00e8re reproductible par la manipulation de la variable ind\u00e9pendante \u2014 et le <strong>bruit al\u00e9atoire<\/strong> (erreur de mesure, fluctuations attentionnelles momentan\u00e9es, oscillations physiologiques). En formalisant cette dichotomie au c\u0153ur de son architecture de calcul, l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es optimise le rapport signal\/bruit, offrant une clart\u00e9 inf\u00e9rentielle in\u00e9gal\u00e9e pour valider ou falsifier des hypoth\u00e8ses causales au sein des disciplines empiriques.<\/p>\n<h3>1.2 Pertinence et usages pr\u00e9dominants en sciences psychologiques<\/h3>\n<p>Au sein des sciences psychologiques, de la neuropsychologie et des neurosciences cognitives, les plans \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es ne constituent pas une simple commodit\u00e9 statistique, mais une n\u00e9cessit\u00e9 intrins\u00e8que li\u00e9e aux objets d&rsquo;\u00e9tude investigu\u00e9s. L&rsquo;un des usages les plus embl\u00e9matiques concerne sans nul doute l&rsquo;\u00e9valuation de l&rsquo;efficacit\u00e9 d&rsquo;interventions th\u00e9rapeutiques au fil du temps. Qu&rsquo;il s&rsquo;agisse de mesurer la trajectoire de r\u00e9mission d&rsquo;un trouble d\u00e9pressif majeur, la d\u00e9sensibilisation face \u00e0 des stimuli phobog\u00e8nes ou la restauration cognitive post-accident vasculaire c\u00e9r\u00e9bral, les chercheurs \u00e9valuent syst\u00e9matiquement les patients \u00e0 des jalons chronologiques pr\u00e9cis : phase de pr\u00e9-test (avant traitement), per-test (au milieu de la prise en charge), post-test imm\u00e9diat et suivis longitudinaux (<em>follow-up<\/em> \u00e0 moyen et long terme). L&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es permet d&rsquo;objectiver math\u00e9matiquement si l&rsquo;inflexion temporelle observ\u00e9e traduit un b\u00e9n\u00e9fice clinique statistiquement significatif.<\/p>\n<p>Dans le domaine des neurosciences cognitives et de la psychophysique, ce mod\u00e8le est omnipr\u00e9sent pour diss\u00e9quer les m\u00e9canismes de traitement de l&rsquo;information sous de multiples conditions attentionnelles, sensorielles ou temporelles. Les paradigmes exp\u00e9rimentaux confrontent typiquement le m\u00eame participant \u00e0 des centaines d&rsquo;essais subdivis\u00e9s en blocs de stimuli visuels congruents, incongruents ou neutres, ou \u00e0 diff\u00e9rentes fr\u00e9quences de pr\u00e9sentation subliminale et supraliminale. Soumettre des participants distincts \u00e0 chacune de ces micro-variations serait m\u00e9thodologiquement absurde et introduirait une h\u00e9t\u00e9rog\u00e9n\u00e9it\u00e9 ing\u00e9rable.<\/p>\n<p>Enfin, l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es offre une optimisation d\u00e9cisive de la repr\u00e9sentativit\u00e9 des \u00e9chantillons cliniques \u00e0 effectif r\u00e9duit. Dans l&rsquo;\u00e9tude de populations rares \u2014 telles que des patients porteurs de l\u00e9sions c\u00e9r\u00e9brales focales sp\u00e9cifiques, de syndromes g\u00e9n\u00e9tiques orphelins ou d&rsquo;\u00e9lites sportives exceptionnelles \u2014, recruter de vastes cohortes est mat\u00e9riellement impossible. Le plan intra-sujet maximise la puissance statistique exploitable \u00e0 partir d&rsquo;un \u00e9chantillon restreint, rendant scientifiquement viables des investigations de pointe sur des populations particuli\u00e8rement difficiles \u00e0 mobiliser.<\/p>\n<h3>1.3 Typologie des protocoles \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/h3>\n<p>L&rsquo;application de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es s&rsquo;articule autour de trois grandes configurations structurales, chacune r\u00e9pondant \u00e0 une logique de questionnement scientifique propre :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le protocole temporel longitudinal :<\/strong> Dans cette structure, la variable d\u00e9pendante est mesur\u00e9e de mani\u00e8re it\u00e9rative au cours du temps \u00e0 intervalles d\u00e9finis (jours, semaines, mois ou ann\u00e9es). La variable ind\u00e9pendante intra-sujet est explicitement la temporalit\u00e9 ou l&rsquo;\u00e2ge des participants. L&rsquo;objectif premier consiste \u00e0 mod\u00e9liser la trajectoire d\u00e9veloppementale, l&rsquo;apprentissage continu ou l&rsquo;\u00e9rosion progressive d&rsquo;un construit psychologique ou biologique.<\/li>\n<li><strong>Le protocole d&rsquo;exposition s\u00e9quentielle \u00e0 des conditions exp\u00e9rimentales :<\/strong> Les participants sont expos\u00e9s \u00e0 une suite de conditions qualitatives ou quantitatives contrast\u00e9es au sein d&rsquo;une m\u00eame session ou de sessions cons\u00e9cutives sans que le temps ne constitue en lui-m\u00eame le facteur causal principal. Par exemple, un sujet peut \u00eatre confront\u00e9 successivement \u00e0 un environnement sonore silencieux, \u00e0 un bruit blanc continu et \u00e0 un fond musical distracteur, afin d&rsquo;\u00e9valuer l&rsquo;impact de l&rsquo;\u00e9cologie auditive sur sa vitesse de traitement cognitif.<\/li>\n<li><strong>Les plans mixtes (split-plot ANOVA) :<\/strong> Ces designs hybrides sophistiqu\u00e9s associent au moins un facteur intra-sujet (comme le temps ou le type de t\u00e2che) et au moins un facteur inter-sujets (tel que le groupe clinique versus groupe contr\u00f4le sain, ou le genre biologique). Ces mod\u00e8les permettent non seulement d&rsquo;\u00e9valuer les effets principaux de chaque variable, mais surtout de tester l&rsquo;<strong>interaction crois\u00e9e<\/strong> : l&rsquo;\u00e9volution temporelle de la symptomatologie est-elle significativement diff\u00e9rente selon que le patient re\u00e7oit une mol\u00e9cule active ou un placebo ?<\/li>\n<\/ul>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img fetchpriority=\"high\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/restingHeartRate-2.png\" alt=\"One-way repeated measures anova example \" \/><figcaption>One-way repeated measures anova example <\/figcaption><\/figure>\n<h2>2. Situations d&rsquo;application empirique en psychologie et neurosciences<\/h2>\n<h3>2.1 Suivi temporel de l&rsquo;\u00e9volution clinique<\/h3>\n<p>Le suivi rigoureux de l&rsquo;\u00e9volution clinique constitue l&rsquo;un des terrains d&rsquo;application les plus fertiles de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es. Consid\u00e9rons une \u00e9tude d&rsquo;intervention psychiatrique visant \u00e0 r\u00e9duire les scores de symptomatologie anxieuse chez des individus souffrant de Trouble Anxi\u00e9t\u00e9 G\u00e9n\u00e9ralis\u00e9e (TAG). Les chercheurs administrent l&rsquo;\u00e9chelle d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 de Hamilton (<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/www.ncbi.nlm.nih.gov\/books\/NBK585093\/\">Hamilton Anxiety Rating Scale, HAM-A<\/a>) ou l&rsquo;inventaire d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 de Beck (BAI) \u00e0 quatre jalons temporels rigoureusement calibr\u00e9s : avant l&rsquo;amorce de la prise en charge (Baseline, T0), \u00e0 la sixi\u00e8me semaine d&rsquo;intervention (T1), au terme du protocole de th\u00e9rapie cognitivo-comportementale \u00e0 douze semaines (T2), et enfin lors d&rsquo;une session de contr\u00f4le post-th\u00e9rapeutique \u00e0 six mois (T3).<\/p>\n<p>Gr\u00e2ce \u00e0 la mod\u00e9lisation intra-sujet, il devient possible d&rsquo;\u00e9valuer non seulement si le traitement induit une r\u00e9duction statistiquement robuste de la d\u00e9tresse psychologique entre le pr\u00e9-test et le post-test, mais \u00e9galement de tester la <em>r\u00e9manence<\/em> ou le maintien \u00e0 long terme des gains th\u00e9rapeutiques acquis. L&rsquo;analyse statistique permet de v\u00e9rifier formellement l&rsquo;absence d&rsquo;effet rebond ou de rechute symptomatique \u00e0 T3. De plus, lorsqu&rsquo;elle est int\u00e9gr\u00e9e dans un plan mixte incorporant un bras contr\u00f4le plac\u00e9 sur liste d&rsquo;attente, l&rsquo;analyse permet de dissocier math\u00e9matiquement l&rsquo;effet de r\u00e9mission spontan\u00e9e ou l&rsquo;effet placebo de la dynamique th\u00e9rapeutique active sp\u00e9cifiquement imputable aux techniques de restructuration cognitive et d&rsquo;exposition.<\/p>\n<h3>2.2 Paradigmes exp\u00e9rimentaux \u00e0 conditions multiples<\/h3>\n<p>Dans le domaine de la psychologie cognitive exp\u00e9rimentale, les temps de r\u00e9action mesur\u00e9s en millisecondes et la pr\u00e9cision des r\u00e9ponses forment la mati\u00e8re premi\u00e8re de la mod\u00e9lisation des architectures mentales. Le paradigme classique de Stroop fournit une illustration canonique de protocole intra-sujet : chaque sujet est expos\u00e9 successivement \u00e0 des mots de couleur imprim\u00e9s dans une encre congruente (le mot \u00ab ROUGE \u00bb \u00e9crit en rouge), incongruente (le mot \u00ab BLEU \u00bb \u00e9crit en vert) ou neutre (le mot \u00ab TABLE \u00bb \u00e9crit en noir). L&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es \u00e0 un facteur (Condition : 3 niveaux) permet de v\u00e9rifier avec une pr\u00e9cision chronom\u00e9trique maximale si l&rsquo;inhibition cognitive requise dans la condition incongruente g\u00e9n\u00e8re un co\u00fbt temporel statistiquement quantifiable par rapport aux conditions de base.<\/p>\n<p>De fa\u00e7on analogue, en psychophysiologie et en neurosciences affectives, les r\u00e9ponses \u00e9lectrodermales (conductance cutan\u00e9e) ou les variations du diam\u00e8tre pupillaire sont enregistr\u00e9es en continu tandis que les participants visionnent des blocs d&rsquo;images standardis\u00e9es issues de l&rsquo;IAPS (<em>International Affective Picture System<\/em>). Les conditions manipulent typiquement la valence \u00e9motionnelle (sc\u00e8nes positives, n\u00e9gatives ou neutres) et le niveau d&rsquo;\u00e9veil physiologique (<em>arousal<\/em> fort vs faible). La comparaison intra-sujet de l&rsquo;amplitude moyenne des r\u00e9ponses sympathiques permet d&rsquo;isoler les signatures neurov\u00e9g\u00e9tatives pr\u00e9cises associ\u00e9es aux processus \u00e9motionnels, tout en contr\u00f4lant la variabilit\u00e9 consid\u00e9rable de la r\u00e9activit\u00e9 cutan\u00e9e basale propre \u00e0 la physiologie individuelle de chaque sujet.<\/p>\n<p>Enfin, dans les \u00e9tudes sur la m\u00e9moire de travail, l&rsquo;\u00e9valuation de la r\u00e9tention mn\u00e9sique sous diff\u00e9rents r\u00e9gimes de charge cognitive (par exemple, m\u00e9moriser des listes compos\u00e9es de 3, 6 ou 9 items tout en r\u00e9alisant une t\u00e2che concurrente de suppression articulatoire) repose int\u00e9gralement sur ces plans appari\u00e9s, d\u00e9montrant avec acuit\u00e9 comment les capacit\u00e9s de rappel s&rsquo;\u00e9rodent \u00e0 mesure que les ressources ex\u00e9cutives sont satur\u00e9es.<\/p>\n<h3>2.3 B\u00e9n\u00e9fices m\u00e9thodologiques par rapport aux plans inter-sujets<\/h3>\n<p>L&rsquo;arbitrage entre un plan inter-sujets et un plan \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es repose sur des consid\u00e9rations statistiques et logistiques d\u00e9cisives. Le premier avantage ind\u00e9niable r\u00e9side dans la <strong>r\u00e9duction drastique du nombre de participants requis<\/strong> pour atteindre une puissance statistique nominale (g\u00e9n\u00e9ralement \u00e9tablie \u00e0 1 &#8211; &beta; = 0,80 ou 0,90). Pour une taille d&rsquo;effet moyenne observ\u00e9e (&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> &asymp; 0,06), un plan inter-sujets comparant quatre conditions exp\u00e9rimentales n\u00e9cessiterait couramment un recrutement de plus d&rsquo;une centaine de participants distincts. En revanche, un protocole \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, en raison de la forte corr\u00e9lation positive inter-conditions qui lie les mesures, peut fr\u00e9quemment atteindre le m\u00eame niveau de puissance avec un effectif de 20 \u00e0 30 individus seulement.<\/p>\n<p>Le deuxi\u00e8me b\u00e9n\u00e9fice m\u00e9thodologique majeur concerne l&rsquo;att\u00e9nuation structurelle des <strong>biais de confusion<\/strong>. Dans un plan inter-sujets, malgr\u00e9 les vertus de la randomisation, il subsiste toujours un risque non nul qu&rsquo;un groupe exp\u00e9rimental pr\u00e9sente fortuitement une moyenne d&rsquo;\u00e2ge l\u00e9g\u00e8rement plus \u00e9lev\u00e9e, un niveau d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9-trait sous-jacent sup\u00e9rieur, ou des comp\u00e9tences verbales plus affirm\u00e9es que le groupe contr\u00f4le. Ces facteurs confondants non mesur\u00e9s polluent l&rsquo;estimation de l&rsquo;effet causal. Dans un plan intra-sujet, ces caract\u00e9ristiques individuelles demeurent rigoureusement identiques et constantes \u00e0 travers toutes les modalit\u00e9s de test. Par cons\u00e9quent, la sensibilit\u00e9 exp\u00e9rimentale pour d\u00e9tecter de tr\u00e8s faibles tailles d&rsquo;effet en ressort consid\u00e9rablement d\u00e9cupl\u00e9e, faisant de ce protocole l&rsquo;outil de pr\u00e9dilection de la recherche exp\u00e9rimentale de haute pr\u00e9cision.<\/p>\n<h2>3. Comparaison structurelle : ANOVA unidirectionnelle vs ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/h2>\n<h3>3.1 Partitionnement divergent de la variance totale<\/h3>\n<p>Pour appr\u00e9hender la m\u00e9canique intrins\u00e8que de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, il convient de confronter son architecture de calcul \u00e0 celle de l&rsquo;ANOVA unidirectionnelle classique \u00e0 groupes ind\u00e9pendants. Dans cette derni\u00e8re, la variabilit\u00e9 totale observ\u00e9e au sein des donn\u00e9es, quantifi\u00e9e par la Somme des Carr\u00e9s Totale (not\u00e9e <em>SST<\/em>), est divis\u00e9e de mani\u00e8re binaire en deux composantes exclusives : la Somme des Carr\u00e9s Inter-groupes (<em>SSBetween<\/em>), qui capture les variations existant entre les moyennes des diff\u00e9rents groupes exp\u00e9rimentaux, et la Somme des Carr\u00e9s Intra-groupes (<em>SSWithin<\/em>), couramment appel\u00e9e Somme des Carr\u00e9s de l&rsquo;Erreur (<em>SSE<\/em>).<\/p>\n<p>Dans ce mod\u00e8le classique, l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle agr\u00e8ge indistinctement l&rsquo;ensemble des divergences existant entre les scores individuels et la moyenne de leur groupe respectif. Cette variance r\u00e9siduelle englobe donc \u00e0 la fois l&rsquo;erreur de mesure contingente et la gigantesque variabilit\u00e9 interindividuelle biologique, cognitive et comportementale propre \u00e0 chaque \u00eatre humain. La formule canonique de d\u00e9composition s&rsquo;exprime ainsi :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\"><em>SS<sub>Totale<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> + SS<sub>Erreur<\/sub><\/em><\/p>\n<p>\u00c0 l&rsquo;oppos\u00e9, l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es op\u00e8re une double d\u00e9composition analytique d&rsquo;une remarquable \u00e9l\u00e9gance math\u00e9matique. La Somme des Carr\u00e9s Totale est d&rsquo;abord scind\u00e9e en une composante <strong>Inter-sujets<\/strong> (<em>SS<sub>Sujets<\/sub><\/em>) et une composante <strong>Intra-sujets<\/strong> (<em>SS<sub>Intra-sujets<\/sub><\/em>). La composante inter-sujets mesure la mesure dans laquelle les scores globaux moyens d&rsquo;un individu s&rsquo;\u00e9cartent de la moyenne g\u00e9n\u00e9rale de l&rsquo;\u00e9chantillon, captant ainsi la variance idiosyncrasique des participants. Ensuite, la composante intra-sujets est elle-m\u00eame subdivis\u00e9e en deux sous-ensembles : la variabilit\u00e9 attribuable au traitement ou aux conditions exp\u00e9rimentales (<em>SS<sub>Traitement<\/sub><\/em>) et la variabilit\u00e9 r\u00e9siduelle inexpliqu\u00e9e (<em>SS<sub>Erreur<\/sub><\/em>).<\/p>\n<p>Le saut qualitatif est conceptuellement fondamental : la variance propre aux participants (<em>SS<sub>Sujets<\/sub><\/em>) est purement et simplement <strong>soustrait\u00e9e<\/strong> du terme d&rsquo;erreur r\u00e9siduel. Ce que le mod\u00e8le inter-sujets consid\u00e9rait aveugl\u00e9ment comme de l&rsquo;erreur al\u00e9atoire est ici identifi\u00e9, isol\u00e9 et neutralis\u00e9 de l&rsquo;\u00e9quation diff\u00e9rentielle.<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/movieRatings2.png\" alt=\"One-way ANOVA example\" \/><figcaption>One-way ANOVA example<\/figcaption><\/figure>\n<h3>3.2 Impact direct sur la puissance statistique<\/h3>\n<p>L&rsquo;\u00e9viction de la variance interindividuelle du terme d&rsquo;erreur r\u00e9siduelle exerce des r\u00e9percussions directes et massives sur l&rsquo;ensemble de la cha\u00eene inf\u00e9rentielle. Rappelons que le test d&rsquo;hypoth\u00e8se de l&rsquo;ANOVA repose sur la statistique <em>F<\/em> de Fisher-Snedecor, d\u00e9finie comme le rapport entre le Carr\u00e9 Moyen du Traitement (<em>MS<sub>Traitement<\/sub><\/em>) et le Carr\u00e9 Moyen de l&rsquo;Erreur (<em>MS<sub>Erreur<\/sub><\/em>) :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\"><em>F = MS<sub>Traitement<\/sub> \/ MS<sub>Erreur<\/sub><\/em><\/p>\n<p>Puisque le Carr\u00e9 Moyen de l&rsquo;Erreur correspond au quotient de la Somme des Carr\u00e9s de l&rsquo;Erreur par ses degr\u00e9s de libert\u00e9 respectifs (<em>MS<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Erreur<\/sub> \/ df<sub>Erreur<\/sub><\/em>), la r\u00e9duction substantielle de <em>SS<sub>Erreur<\/sub><\/em> contracte drastiquement le d\u00e9nominateur de la fraction. Par cons\u00e9quent, pour un effet de traitement d&rsquo;amplitude donn\u00e9e au num\u00e9rateur, la statistique <em>F<\/em> empirique calcul\u00e9e sera consid\u00e9rablement plus \u00e9lev\u00e9e dans un plan \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es que dans un plan \u00e0 groupes ind\u00e9pendants portant sur des donn\u00e9es \u00e9quivalentes.<\/p>\n<p>Cette majoration m\u00e9canique du ratio <em>F<\/em> augmente de fa\u00e7on spectaculaire la probabilit\u00e9 de rejeter l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle (<em>H\u2080<\/em>) lorsque celle-ci est r\u00e9ellement fausse dans la population g\u00e9n\u00e9rale, maximisant ainsi la puissance statistique du protocole. Il existe cependant une contrepartie math\u00e9matique in\u00e9vitable \u00e0 ce gain d&rsquo;efficacit\u00e9 : la partition de la variance consomme des degr\u00e9s de libert\u00e9. En isolant la composante inter-sujets, le mod\u00e8le retire (<em>N<\/em> &#8211; 1) degr\u00e9s de libert\u00e9 qui appartenaient traditionnellement au terme d&rsquo;erreur r\u00e9siduel. Toutefois, dans l&rsquo;immense majorit\u00e9 des applications empiriques o\u00f9 les mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es pr\u00e9sentent une corr\u00e9lation intra-classe positive substantielle (<em>r<\/em> &gt; 0,30), le b\u00e9n\u00e9fice d\u00e9coulant de la miniaturisation de <em>SS<sub>Erreur<\/sub><\/em> surpasse de tr\u00e8s loin la l\u00e9g\u00e8re perte de degr\u00e9s de libert\u00e9 au d\u00e9nominateur.<\/p>\n<h3>3.3 Synth\u00e8se comparative des deux paradigmes<\/h3>\n<p>Afin de synth\u00e9tiser les divergences structurelles majeures existant entre ces deux approches incontournables de l&rsquo;analyse lin\u00e9aire, le tableau suivant explicite l&rsquo;organisation des sources de variation, les degr\u00e9s de libert\u00e9 associ\u00e9s et les sp\u00e9cificit\u00e9s m\u00e9caniques de chaque paradigme analytique :<\/p>\n<table style=\"width: 100%;border-collapse: collapse;margin: 2em 0;font-size: 0.95em;text-align: left\">\n<thead>\n<tr style=\"background-color: #f2f4f8;border-bottom: 2px solid #ccd0db\">\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">Caract\u00e9ristique m\u00e9thodologique<\/th>\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">ANOVA simple \u00e0 groupes ind\u00e9pendants<\/th>\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/th>\n<\/tr>\n<\/thead>\n<tbody>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Structure de l&rsquo;\u00e9chantillonnage<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">\u00c9chantillons ind\u00e9pendants : chaque individu n&rsquo;appartient qu&rsquo;\u00e0 un seul groupe.<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">\u00c9chantillons appari\u00e9s : chaque participant est \u00e9valu\u00e9 sous toutes les conditions.<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>D\u00e9composition de la variance (SS)<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><em>SS<sub>Totale<\/sub> = SS<sub>Between<\/sub> + SS<sub>Within<\/sub><\/em><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><em>SS<sub>Totale<\/sub> = SS<sub>Sujets<\/sub> + SS<sub>Traitement<\/sub> + SS<sub>Erreur<\/sub><\/em><\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>D\u00e9nominateur du ratio F<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Carr\u00e9 moyen intra-groupe (inclut la variabilit\u00e9 interindividuelle).<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Carr\u00e9 moyen de l&rsquo;interaction Sujet &times; Traitement (variance individuelle retir\u00e9e).<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 de l&rsquo;erreur<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><em>N<sub>total<\/sub> &#8211; k<\/em> (plus \u00e9lev\u00e9s)<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><em>(N &#8211; 1)(k &#8211; 1)<\/em> (r\u00e9duits par l&rsquo;extraction des sujets)<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Postulat de variance sp\u00e9cifique<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Homosc\u00e9dasticit\u00e9 (\u00e9galit\u00e9 des variances inter-groupes).<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Sph\u00e9ricit\u00e9 (\u00e9galit\u00e9 des variances des diff\u00e9rences appari\u00e9es).<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Risque en cas d&rsquo;erreur de mod\u00e8le<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Inapplicable aux donn\u00e9es appari\u00e9es (perte massive de puissance).<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Violation de sph\u00e9ricit\u00e9 si non corrig\u00e9e (inflation de l&rsquo;erreur de Type I).<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n<p>L&rsquo;application erron\u00e9e d&rsquo;une ANOVA \u00e0 groupes ind\u00e9pendants sur des donn\u00e9es appari\u00e9es constitue une faute m\u00e9thodologique s\u00e9v\u00e8re. En omettant de soustraire la variance interindividuelle, le chercheur gonfle artificiellement le d\u00e9nominateur d&rsquo;erreur, commettant un risque majeur d&rsquo;<strong>erreur de type II<\/strong> (&beta;), c&rsquo;est-\u00e0-dire l&rsquo;incapacit\u00e9 dramatique \u00e0 d\u00e9tecter un effet exp\u00e9rimental pourtant bien r\u00e9el dans la r\u00e9alit\u00e9 empirique.<\/p>\n<h2>4. Les postulats th\u00e9oriques et conditions pr\u00e9alables d&rsquo;application<\/h2>\n<h3>4.1 Niveau de mesure et distribution normale des variables<\/h3>\n<p>L&rsquo;inf\u00e9rence statistique issue de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es repose sur un socle d&rsquo;hypoth\u00e8ses math\u00e9matiques rigoureuses qu&rsquo;il incombe au chercheur de contr\u00f4ler imp\u00e9rativement avant toute interpr\u00e9tation d\u00e9finitive. La premi\u00e8re condition pr\u00e9alable concerne l&rsquo;\u00e9chelle de mesure : la variable d\u00e9pendante doit imp\u00e9rativement poss\u00e9der une nature quantitative continue, mesur\u00e9e sur une \u00e9chelle d&rsquo;intervalles constants ou une \u00e9chelle de rapports. Les variables ordinales (telles que les \u00e9chelles de Likert \u00e0 faible nombre de points) ou nominales ne r\u00e9pondent pas aux propri\u00e9t\u00e9s requises par les op\u00e9rations d&rsquo;alg\u00e8bre lin\u00e9aire sous-jacentes au mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral.<\/p>\n<p>La seconde exigence formelle postule la <strong>normalit\u00e9 de la distribution<\/strong> des donn\u00e9es. Plus pr\u00e9cis\u00e9ment, dans le cadre du mod\u00e8le g\u00e9n\u00e9ral univari\u00e9 \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, il est exig\u00e9 que les distributions de la variable d\u00e9pendante \u00e0 chaque niveau du facteur intra-sujet \u2014 ou, de mani\u00e8re plus formelle encore, la distribution des r\u00e9sidus d&rsquo;estimation du mod\u00e8le statistique \u2014 suivent une loi normale univari\u00e9e et multivari\u00e9e. Pour \u00e9valuer cette conformit\u00e9 au sein de chaque modalit\u00e9, les praticiens mobilisent un faisceau convergent d&rsquo;indices diagnostiques :<\/p>\n<ul>\n<li>Des tests statistiques d&rsquo;ad\u00e9quation, au premier rang desquels figure le <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/www.jstor.org\/stable\/2333709\">test de Shapiro-Wilk<\/a>, reconnu comme le test le plus puissant et sensible pour \u00e9prouver la normalit\u00e9 sur des \u00e9chantillons de petite \u00e0 moyenne taille (typiquement <em>N<\/em> &lt; 50). Un test de Shapiro-Wilk non significatif (<em>p<\/em> &gt; 0,05) confirme l&rsquo;absence de d\u00e9viation critique par rapport \u00e0 la courbe de Gauss.<\/li>\n<li>L&rsquo;inspection visuelle minutieuse des diagrammes quantile-quantile (<em>Q-Q plots<\/em> normaux), au sein desquels les valeurs observ\u00e9es doivent s&rsquo;agr\u00e9ger de mani\u00e8re rectiligne le long de la bissectrice th\u00e9orique id\u00e9ale.<\/li>\n<li>L&rsquo;analyse des coefficients d&rsquo;asym\u00e9trie (<em>skewness<\/em>) et d&rsquo;aplatissement (<em>kurtosis<\/em>). Selon les standards m\u00e9thodologiques acad\u00e9miques, des coefficients standardis\u00e9s oscillant dans un intervalle compris entre -1,0 et +1,0 (ou -1,96 et +1,96 pour les ratios z correspondants) t\u00e9moignent d&rsquo;une pr\u00e9servation satisfaisante de l&rsquo;hypoth\u00e8se de normalit\u00e9.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>4.2 Ind\u00e9pendance des observations et structure des donn\u00e9es<\/h3>\n<p>Le postulat d&rsquo;ind\u00e9pendance des observations rev\u00eat une dualit\u00e9 structurelle fascinante dans le cadre de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es. D&rsquo;une part, le mod\u00e8le repose explicitement sur l&rsquo;hypoth\u00e8se d&rsquo;une <strong>d\u00e9pendance statistique assum\u00e9e<\/strong> et rigoureusement mod\u00e9lis\u00e9e entre les mesures multiples recueillies aupr\u00e8s d&rsquo;un m\u00eame individu. Le fait qu&rsquo;un participant rapide \u00e0 la condition A demeure tendanciellement rapide \u00e0 la condition B est pr\u00e9cis\u00e9ment l&rsquo;information que l&rsquo;analyse cherche \u00e0 capter et \u00e0 formaliser.<\/p>\n<p>D&rsquo;autre part, le mod\u00e8le exige une <strong>ind\u00e9pendance mutuelle stricte entre les diff\u00e9rents participants<\/strong> ou grappes d&rsquo;\u00e9chantillonnage. Le comportement ou le score obtenu par le sujet <em>i<\/em> ne doit en aucun cas \u00eatre influenc\u00e9, conditionn\u00e9 ou contamin\u00e9 par les r\u00e9ponses formul\u00e9es par le sujet <em>j<\/em>. Cette condition implique une passation exp\u00e9rimentale rigoureusement standardis\u00e9e (en cabines isol\u00e9es ou sessions individuelles) et l&rsquo;exclusion formelle de donn\u00e9es nich\u00e9es non mod\u00e9lis\u00e9es (par exemple des \u00e9l\u00e8ves au sein d&rsquo;une m\u00eame classe ou des membres d&rsquo;une m\u00eame cellule familiale), sous peine de violer gravement l&rsquo;hypoth\u00e8se de r\u00e9sidus non autocorr\u00e9l\u00e9s.<\/p>\n<p>Dans ce contexte structural, la gestion rigoureuse des valeurs aberrantes (<em>outliers<\/em>) est capitale. Une valeur univari\u00e9e extr\u00eame \u2014 identifiable par un z-score exc\u00e9dant &plusmn;3,29 ou via l&rsquo;analyse des bo\u00eetes \u00e0 moustaches de Tukey (points situ\u00e9s au-del\u00e0 de 1,5 fois l&rsquo;\u00e9cart interquartile) \u2014 peut exercer un levier disproportionn\u00e9 sur le calcul des moyennes conditionnelles et d\u00e9former la somme des carr\u00e9s. Au niveau multivari\u00e9, l&rsquo;identification de profils atypiques anormaux de r\u00e9ponses r\u00e9p\u00e9t\u00e9es requiert le calcul des <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/online.stat.psu.edu\/stat500\/lesson\/10\/10.4\">distances de Mahalanobis<\/a> (<em>D\u00b2<\/em>). Toute observation dont la valeur de <em>D\u00b2<\/em> exc\u00e8de la valeur critique de la distribution du &chi;\u00b2 aux degr\u00e9s de libert\u00e9 correspondants doit \u00eatre inspect\u00e9e avec suspicion clinique et statistique.<\/p>\n<h3>4.3 Robustesse du test face aux d\u00e9viations mod\u00e9r\u00e9es<\/h3>\n<p>Comme la majorit\u00e9 des tests param\u00e9triques d\u00e9riv\u00e9s du mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral, la statistique <em>F<\/em> de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es t\u00e9moigne d&rsquo;une robustesse math\u00e9matique remarquable face aux entorses mod\u00e9r\u00e9es au postulat de normalit\u00e9 univari\u00e9e. En vertu du <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/www.britannica.com\/science\/central-limit-theorem\">th\u00e9or\u00e8me central limite<\/a>, lorsque la taille de l&rsquo;\u00e9chantillon devient suffisamment large (g\u00e9n\u00e9ralement d\u00e8s lors que <em>N<\/em> &ge; 30 \u00e0 40 individus), la distribution d&rsquo;\u00e9chantillonnage des moyennes converge inexorablement vers une forme normale asymptotique, quand bien m\u00eame la distribution parente sous-jacente manifesterait une asym\u00e9trie non n\u00e9gligeable.<\/p>\n<p>Toutefois, cette tol\u00e9rance l\u00e9gendaire de la statistique <em>F<\/em> face \u00e0 la non-normalit\u00e9 s&rsquo;effondre dramatiquement lorsque l&rsquo;on aborde la question de l&rsquo;h\u00e9t\u00e9rog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des structures de covariance. Si les d\u00e9viations de distribution ne modifient que marginalement le taux r\u00e9el d&rsquo;erreur de type I (faux positifs) sous des effectifs raisonnables, la pr\u00e9sence concomitante d&rsquo;une non-normalit\u00e9 s\u00e9v\u00e8re et d&rsquo;une violation du postulat d&rsquo;\u00e9quicorr\u00e9lation compromet gravement la validit\u00e9 des conclusions. C&rsquo;est pr\u00e9cis\u00e9ment cette sensibilit\u00e9 extr\u00eame aux patrons de covariation internes qui place le postulat de <strong>sph\u00e9ricit\u00e9<\/strong> au c\u0153ur absolu de la validit\u00e9 de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es.<\/p>\n<h2>5. Le postulat de sph\u00e9ricit\u00e9 : Fondements math\u00e9matiques et d\u00e9tection<\/h2>\n<h3>5.1 Conceptualisation de la sph\u00e9ricit\u00e9 vs homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des variances<\/h3>\n<p>Dans l&rsquo;ANOVA unidirectionnelle pour groupes ind\u00e9pendants, le postulat d&rsquo;homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des variances (ou homosc\u00e9dasticit\u00e9) stipule simplement que les variances de la variable d\u00e9pendante au sein de chaque groupe exp\u00e9rimental doivent \u00eatre statistiquement \u00e9gales dans la population parente :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&sigma;\u00b2\u2081 = &sigma;\u00b2\u2082 = &#8230; = &sigma;\u00b2\u2096<\/p>\n<p>Dans un plan \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, cette exigence homosc\u00e9dastique simple s&rsquo;av\u00e8re totalement insuffisante et incompl\u00e8te. Les observations n&rsquo;\u00e9tant pas ind\u00e9pendantes, il est indispensable de consid\u00e9rer la matrice compl\u00e8te de variance-covariance de dimension <em>k &times; k<\/em> (o\u00f9 <em>k<\/em> repr\u00e9sente le nombre de conditions r\u00e9p\u00e9t\u00e9es). Le postulat idoine requis par la mod\u00e9lisation univari\u00e9e est la <strong>sph\u00e9ricit\u00e9<\/strong>. La condition de sph\u00e9ricit\u00e9 postule formellement que <strong>les variances de toutes les diff\u00e9rences possibles calcul\u00e9es entre paires de conditions r\u00e9p\u00e9t\u00e9es doivent \u00eatre \u00e9gales<\/strong> au sein de la population. Math\u00e9matiquement, pour trois conditions (A, B, C), la condition s&rsquo;\u00e9crit :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">Var(Y<sub>A<\/sub> &#8211; Y<sub>B<\/sub>) = Var(Y<sub>A<\/sub> &#8211; Y<sub>C<\/sub>) = Var(Y<sub>B<\/sub> &#8211; Y<sub>C<\/sub>)<\/p>\n<p>Rappelons que la variance de la diff\u00e9rence entre deux variables al\u00e9atoires d\u00e9pend \u00e0 la fois de leurs variances respectives et de leur covariance mutuelle : <em>Var(X &#8211; Y) = Var(X) + Var(Y) &#8211; 2 &times; Cov(X, Y)<\/em>. Par cons\u00e9quent, pour que la sph\u00e9ricit\u00e9 soit respect\u00e9e, il suffit que la matrice de covariance satisfasse \u00e0 la condition de <strong>circularit\u00e9<\/strong> \u00e9nonc\u00e9e par Huynh et Feldt, ou plus sp\u00e9cifiquement \u00e0 la condition de <strong>sym\u00e9trie compos\u00e9e<\/strong> (<em>compound symmetry<\/em>). La sym\u00e9trie compos\u00e9e repr\u00e9sente un cas particulier restreint mais suffisant de sph\u00e9ricit\u00e9 : elle exige que toutes les variances conditionnelles diagonales soient \u00e9quivalentes (&sigma;\u00b2\u2081 = &sigma;\u00b2\u2082 = &#8230; = &sigma;\u00b2\u2096 = &sigma;\u00b2) et que toutes les covariances hors-diagonale soient rigoureusement identiques (&sigma;\u2081\u2082 = &sigma;\u2081\u2083 = &sigma;\u2082\u2083 = &sigma;<sub>cov<\/sub>). D\u00e8s lors qu&rsquo;un protocole comporte au moins trois conditions (<em>k<\/em> &ge; 3), l&rsquo;examen de cette propri\u00e9t\u00e9 devient une obligation m\u00e9thodologique incontournable. Lorsque <em>k<\/em> = 2, le postulat est math\u00e9matiquement irr\u00e9prochable par d\u00e9finition puisqu&rsquo;il n&rsquo;existe qu&rsquo;une unique diff\u00e9rence par paire.<\/p>\n<h3>5.2 Le test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Mauchly<\/h3>\n<p>L&rsquo;instrument diagnostique le plus universellement d\u00e9ploy\u00e9 au sein des logiciels statistiques pour \u00e9valuer la recevabilit\u00e9 empirique de cette condition est le <strong>test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Mauchly<\/strong> (introduit par le statisticien John W. Mauchly en 1940). Ce test formalise la confrontation des hypoth\u00e8ses suivantes :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Hypoth\u00e8se Nulle (H\u2080) :<\/strong> La matrice de covariance des variables transform\u00e9es orthogonales est proportionnelle \u00e0 une matrice identit\u00e9, attestant que la sph\u00e9ricit\u00e9 est formellement respect\u00e9e au sein de la population.<\/li>\n<li><strong>Hypoth\u00e8se Alternative (H\u2081) :<\/strong> Les variances des diff\u00e9rences par paires pr\u00e9sentent des disparit\u00e9s structurales significatives, violant le postulat de sph\u00e9ricit\u00e9.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Le calcul de la statistique de Mauchly (not\u00e9e <em>W<\/em>) repose sur le rapport entre la moyenne g\u00e9om\u00e9trique et la moyenne arithm\u00e9tique des valeurs propres (&lambda;) de la matrice de covariance orthogonale normalis\u00e9e de rang <em>(k &#8211; 1)<\/em>, ce qui s&rsquo;exprime par le d\u00e9terminant matriciel :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">W = &prod; &lambda;\u1d62 \/ [ (1 \/ (k &#8211; 1)) &times; &sum; &lambda;\u1d62 ]<sup>(k &#8211; 1)<\/sup><\/p>\n<p>La statistique <em>W<\/em> varie th\u00e9oriquement dans un intervalle ferm\u00e9 born\u00e9 entre 0 et 1. Une valeur de <em>W<\/em> = 1 traduit une ad\u00e9quation parfaite et absolue \u00e0 la sph\u00e9ricit\u00e9. \u00c0 l&rsquo;inverse, plus la statistique <em>W<\/em> s&rsquo;approche de z\u00e9ro, plus la violation du postulat est drastique. Une approximation asymptotique par la loi du &chi;\u00b2 permet de d\u00e9duire la valeur critique <em>p<\/em>. Si le test de Mauchly affiche une valeur statistiquement significative (<em>p<\/em> &lt; 0,05), les chercheurs doivent formellement rejeter l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle de sph\u00e9ricit\u00e9.<\/p>\n<p>N\u00e9anmoins, les m\u00e9thodologistes mettent en garde contre deux travers majeurs inh\u00e9rents au test de Mauchly. D&rsquo;une part, \u00e0 l&rsquo;instar de nombreux tests d&rsquo;ad\u00e9quation, il souffre d&rsquo;un <em>manque notoire de puissance<\/em> sur les cohortes cliniques de taille modeste (typiquement <em>N<\/em> &lt; 20), \u00e9chouant fr\u00e9quemment \u00e0 d\u00e9tecter des violations dommageables. D&rsquo;autre part, sur de vastes bases de donn\u00e9es d&rsquo;enqu\u00eates ou de neuro-imagerie (<em>N<\/em> &gt; 200), il devient hypersensible, signalant comme statistiquement significatives d&rsquo;infimes variations math\u00e9matiques sans aucune port\u00e9e clinique ni distorsion r\u00e9elle pour l&rsquo;inf\u00e9rence. Pour ces raisons fondamentales, de nombreux statisticiens recommandent de ne pas se fier aveugl\u00e9ment \u00e0 la significativit\u00e9 du test de Mauchly, mais de surveiller syst\u00e9matiquement les indices de correction <strong>epsilon<\/strong> (&epsilon;).<\/p>\n<h3>5.3 Cons\u00e9quences statistiques de la violation de la sph\u00e9ricit\u00e9<\/h3>\n<p>L&rsquo;ignorance ou la tol\u00e9rance d&rsquo;une violation non trait\u00e9e de la condition de sph\u00e9ricit\u00e9 engendre des distorsions statistiques d&rsquo;une gravit\u00e9 exceptionnelle. Sur le plan formel, la distribution math\u00e9matique exacte de la statistique de test ne suit plus la distribution th\u00e9orique du <em>F<\/em> de Fisher-Snedecor aux degr\u00e9s de libert\u00e9 initiaux du mod\u00e8le.<\/p>\n<p>Le ph\u00e9nom\u00e8ne direct qui en r\u00e9sulte est une <strong>inflation massive et insidieuse du taux d&rsquo;erreur de type I (&alpha;)<\/strong>. Alors que le seuil de significativit\u00e9 nominal est fix\u00e9 de mani\u00e8re conventionnelle \u00e0 5 % (&alpha; = 0,05), le taux r\u00e9el de faux positifs sous violation s\u00e9v\u00e8re de sph\u00e9ricit\u00e9 peut atteindre des niveaux inacceptables oscillant entre 10 %, 15 % voire plus de 20 % ! En d&rsquo;autres termes, le chercheur qui exploite un test non corrig\u00e9 risque d&rsquo;affirmer avec une assurance injustifi\u00e9e l&rsquo;existence d&rsquo;une d\u00e9couverte scientifique ou d&rsquo;un effet th\u00e9rapeutique majeur, alors que ce r\u00e9sultat apparent ne traduit qu&rsquo;un art\u00e9fact li\u00e9 \u00e0 l&rsquo;inad\u00e9quation de la matrice de covariance. La variance r\u00e9siduelle se retrouve sous-estim\u00e9e, conf\u00e9rant aux valeurs empiriques de <em>F<\/em> des probabilit\u00e9s critiques <em>p<\/em> artificiellement \u00e9cras\u00e9es vers z\u00e9ro. Face \u00e0 ce p\u00e9ril \u00e9pist\u00e9mologique, la mise en \u0153uvre de proc\u00e9dures de redressement des degr\u00e9s de libert\u00e9 s&rsquo;impose comme une n\u00e9cessit\u00e9 absolue.<\/p>\n<h2>6. Proc\u00e9dures de correction en cas de non-sph\u00e9ricit\u00e9<\/h2>\n<h3>6.1 La correction d&rsquo;epsilon de Greenhouse-Geisser<\/h3>\n<p>Face \u00e0 la violation caract\u00e9ris\u00e9e du postulat de sph\u00e9ricit\u00e9, la strat\u00e9gie conventionnelle la plus \u00e9l\u00e9gante et la plus \u00e9prouv\u00e9e ne consiste pas \u00e0 abandonner le mod\u00e8le univari\u00e9, mais \u00e0 r\u00e9ajuster la s\u00e9v\u00e9rit\u00e9 du seuil critique du test <em>F<\/em>. Pour ce faire, les statisticiens introduisent un multiplicateur de correction d\u00e9sign\u00e9 par la lettre grecque <strong>epsilon (&epsilon;)<\/strong>, dont l&rsquo;estimation pionni\u00e8re fut th\u00e9oris\u00e9e par <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/link.springer.com\/article\/10.1007\/BF02289823\">Greenhouse et Geisser en 1959<\/a>.<\/p>\n<p>L&rsquo;indice &epsilon; quantifie le degr\u00e9 pr\u00e9cis d&rsquo;\u00e9cart d&rsquo;une matrice empirique par rapport \u00e0 la sph\u00e9ricit\u00e9 parfaite. Sa valeur est th\u00e9oriquement born\u00e9e entre une limite inf\u00e9rieure absolue de <em>1 \/ (k &#8211; 1)<\/em> \u2014 repr\u00e9sentant le cas pathologique de non-sph\u00e9ricit\u00e9 maximale \u2014 et une borne sup\u00e9rieure unitaire de 1,00, correspondant \u00e0 la stricte v\u00e9rification de l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle. La formule de calcul de l&rsquo;estimateur de Greenhouse-Geisser (&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub>) s&rsquo;exprime \u00e0 travers les traces et les \u00e9l\u00e9ments de la matrice de covariance de la mani\u00e8re suivante :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> = [ tr(S)\u00b2 ] \/ [ (k &#8211; 1) &times; tr(S\u00b2) ]<\/p>\n<p>Une fois la valeur &epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> estim\u00e9e \u00e0 partir des donn\u00e9es de l&rsquo;\u00e9chantillon, la proc\u00e9dure de correction consiste \u00e0 <strong>r\u00e9duire proportionnellement les degr\u00e9s de libert\u00e9<\/strong> associ\u00e9s au facteur de traitement et \u00e0 l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle lors de la consultation de la table de Fisher. Les nouveaux degr\u00e9s de libert\u00e9 ajust\u00e9s (not\u00e9s <em>df*<\/em>) deviennent :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">df*<sub>Traitement<\/sub> = &epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> &times; (k &#8211; 1) &emsp; et &emsp; df*<sub>Erreur<\/sub> = &epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> &times; (N &#8211; 1)(k &#8211; 1)<\/p>\n<p>Cette contraction des degr\u00e9s de libert\u00e9 d\u00e9place le seuil critique de rejet vers la droite de la distribution, rendant l&rsquo;obtention d&rsquo;un r\u00e9sultat significatif plus exigeante et neutralisant parfaitement l&rsquo;inflation du risque d&rsquo;erreur de type I. La litt\u00e9rature statistique sp\u00e9cialis\u00e9e note toutefois que l&rsquo;estimateur de Greenhouse-Geisser poss\u00e8de un caract\u00e8re intrins\u00e8quement <strong>conservateur<\/strong>. Il tend \u00e0 sous-estimer l\u00e9g\u00e8rement la valeur r\u00e9elle de l&rsquo;epsilon de la population lorsque celle-ci se rapproche de 1. Par consensus m\u00e9thodologique, la correction de Greenhouse-Geisser est express\u00e9ment recommand\u00e9e d\u00e8s lors que l&rsquo;indice calcul\u00e9 se r\u00e9v\u00e8le s\u00e9v\u00e8rement d\u00e9grad\u00e9, concr\u00e8tement lorsque <strong>&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> &lt; 0,75<\/strong>.<\/p>\n<h3>6.2 La correction de Huynh-Feldt<\/h3>\n<p>Conscients de la propension excessive de la m\u00e9thode de Greenhouse-Geisser \u00e0 comprimer les degr\u00e9s de libert\u00e9 et donc \u00e0 p\u00e9naliser la puissance statistique lorsque l&rsquo;entorse \u00e0 la sph\u00e9ricit\u00e9 demeure mod\u00e9r\u00e9e, les chercheurs <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/psycnet.apa.org\/record\/1976-26059-001\">Huynh et Feldt (1976)<\/a> ont \u00e9labor\u00e9 un estimateur alternatif moins punitif. L&rsquo;epsilon de Huynh-Feldt (not\u00e9 &epsilon;&#770;<sub>HF<\/sub>) applique un coefficient de redressement qui prend en consid\u00e9ration non seulement le nombre de conditions <em>k<\/em>, mais \u00e9galement la taille de la cohorte <em>N<\/em> :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&epsilon;&#770;<sub>HF<\/sub> = [ N(k &#8211; 1)&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> &#8211; 2 ] \/ [ (k &#8211; 1) &times; ( (N &#8211; 1) &#8211; (k &#8211; 1)&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> ) ]<\/p>\n<p>Par construction math\u00e9matique, l&rsquo;indice &epsilon;&#770;<sub>HF<\/sub> est syst\u00e9matiquement sup\u00e9rieur ou \u00e9gal \u00e0 &epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> pour un jeu de donn\u00e9es identique. De ce fait, les degr\u00e9s de libert\u00e9 r\u00e9siduels sont moins dramatiquement tronqu\u00e9s, ce qui pr\u00e9serve une puissance statistique optimale. Il est g\u00e9n\u00e9ralement prescrit d&rsquo;adopter formellement la correction de Huynh-Feldt lorsque le calcul initial de l&rsquo;epsilon de Greenhouse-Geisser d\u00e9passe le seuil charni\u00e8re de <strong>0,75<\/strong> (&epsilon;&#770;<sub>GG<\/sub> &ge; 0,75).<\/p>\n<p>Une particularit\u00e9 calculatoire de l&rsquo;algorithme de Huynh-Feldt m\u00e9rite d&rsquo;\u00eatre soulign\u00e9e : dans certaines configurations empiriques o\u00f9 les donn\u00e9es fr\u00f4lent une parfaite sym\u00e9trie circulaire, la formule alg\u00e9brique peut produire un r\u00e9sultat sup\u00e9rieur \u00e0 l&rsquo;unit\u00e9 (&epsilon;&#770;<sub>HF<\/sub> &gt; 1,00). Face \u00e0 cette aberration th\u00e9orique, les logiciels statistiques modernes (tels que SPSS ou R) appliquent une troncature automatique imm\u00e9diate, ramenant formellement la valeur \u00e0 &epsilon; = 1,000, ce qui \u00e9quivaut \u00e0 conserver l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des degr\u00e9s de libert\u00e9 originaux sans p\u00e9nalisation.<\/p>\n<h3>6.3 L&rsquo;alternative multivari\u00e9e (MANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es)<\/h3>\n<p>Lorsque la sph\u00e9ricit\u00e9 est lourdement compromise et que le chercheur rechigne \u00e0 subir les ajustements conservateurs des m\u00e9thodes d&rsquo;epsilon, une voie royale math\u00e9matique s&rsquo;ouvre : l&rsquo;approche <strong>multivari\u00e9e<\/strong>. En formulant le probl\u00e8me \u00e0 travers le prisme de l&rsquo;analyse multivari\u00e9e de variance (MANOVA), les <em>k<\/em> mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es acquises sur chaque sujet ne sont plus appr\u00e9hend\u00e9es comme les modalit\u00e9s s\u00e9quentielles d&rsquo;un seul facteur univari\u00e9, mais comme un <strong>vecteur multidimensionnel<\/strong> de <em>k<\/em> variables d\u00e9pendantes corr\u00e9l\u00e9es.<\/p>\n<p>Le mod\u00e8le proc\u00e8de en construisant <em>k &#8211; 1<\/em> contrastes d&rsquo;\u00e9carts ou combinaisons lin\u00e9aires ind\u00e9pendantes entre les conditions (par exemple, &Delta;\u2081 = Condition 2 &#8211; Condition 1, et &Delta;\u2082 = Condition 3 &#8211; Condition 2). L&rsquo;hypoth\u00e8se nulle stipule que le vecteur centro\u00efde de ces diff\u00e9rences est rigoureusement \u00e9gal au vecteur nul dans la population parente. Le b\u00e9n\u00e9fice supr\u00eame de cette approche r\u00e9side dans son <strong>immunit\u00e9 math\u00e9matique totale face au postulat de sph\u00e9ricit\u00e9<\/strong> : la MANOVA int\u00e8gre et mod\u00e9lise explicitement l&rsquo;ensemble des intercorr\u00e9lations empiriques sans exiger la moindre \u00e9galit\u00e9 des variances des diff\u00e9rences ! L&rsquo;\u00e9valuation de l&rsquo;effet s&rsquo;op\u00e8re via des statistiques multivari\u00e9es reconnues :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le Lambda de Wilks (&Lambda;) :<\/strong> Repr\u00e9sente le rapport du d\u00e9terminant de la matrice des sommes de carr\u00e9s et produits crois\u00e9s d&rsquo;erreur sur le d\u00e9terminant de la matrice totale. Plus &Lambda; est proche de z\u00e9ro, plus l&rsquo;effet du traitement est puissant.<\/li>\n<li><strong>La Trace de Pillai (V) :<\/strong> Somme des valeurs propres associ\u00e9es \u00e0 la variance expliqu\u00e9e. R\u00e9put\u00e9e pour son exceptionnelle robustesse face aux d\u00e9viations de distribution multivari\u00e9e.<\/li>\n<li><strong>La Trace de Hotelling-Lawley et la plus grande racine de Roy :<\/strong> D&rsquo;autres indices canoniques exploit\u00e9s selon des contextes distributionnels sp\u00e9cifiques.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Le tableau comparatif suivant synth\u00e9tise les crit\u00e8res de d\u00e9cision pour arbitrer entre les voies univari\u00e9e et multivari\u00e9e :<\/p>\n<table style=\"width: 100%;border-collapse: collapse;margin: 2em 0;font-size: 0.95em;text-align: left\">\n<thead>\n<tr style=\"background-color: #f2f4f8;border-bottom: 2px solid #ccd0db\">\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">Crit\u00e8re de s\u00e9lection<\/th>\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">ANOVA univari\u00e9e corrig\u00e9e (GG \/ HF)<\/th>\n<th style=\"padding: 12px;border: 1px solid #e1e4e8\">MANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es<\/th>\n<\/tr>\n<\/thead>\n<tbody>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Sensibilit\u00e9 \u00e0 la sph\u00e9ricit\u00e9<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Requiert obligatoirement une correction d&rsquo;epsilon si viol\u00e9e.<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Totalement insensible (la sph\u00e9ricit\u00e9 n&rsquo;est pas un postulat).<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Taille d&rsquo;\u00e9chantillon requise<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Fonctionne de mani\u00e8re fiable sur de tr\u00e8s petits \u00e9chantillons (<em>N<\/em> &lt; 15).<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Exige imp\u00e9rativement <em>N &gt; (k &#8211; 1)<\/em>, id\u00e9alement <em>N &ge; k + 10<\/em>.<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Puissance sous sph\u00e9ricit\u00e9 respect\u00e9e<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Puissance maximale et optimale.<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">L\u00e9g\u00e8rement moins puissante (consommation accrue de degr\u00e9s de libert\u00e9).<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>Puissance sous violation s\u00e9v\u00e8re<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Mod\u00e9r\u00e9e en raison de la compression forte des degr\u00e9s de libert\u00e9.<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Souvent sup\u00e9rieure d\u00e8s lors que la taille d&rsquo;\u00e9chantillon est confortable.<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n<h2>7. D\u00e9composition math\u00e9matique et formulation de la variance<\/h2>\n<h3>7.1 Somme des carr\u00e9s totale et d\u00e9composition primaire<\/h3>\n<p>L&rsquo;\u00e9l\u00e9gance de l&rsquo;analyse de variance r\u00e9side dans sa capacit\u00e9 \u00e0 d\u00e9couper la variabilit\u00e9 totale d&rsquo;un ensemble de donn\u00e9es en composantes additives parfaitement orthogonales. Consid\u00e9rons un protocole exp\u00e9rimental comprenant <em>N<\/em> participants \u00e9valu\u00e9s chacun \u00e0 travers <em>k<\/em> conditions exp\u00e9rimentales r\u00e9p\u00e9t\u00e9es. Notons <em>Y<sub>ij<\/sub><\/em> le score obtenu par le sujet <em>i<\/em> (avec <em>i<\/em> = 1, 2, &#8230;, <em>N<\/em>) sous la condition <em>j<\/em> (avec <em>j<\/em> = 1, 2, &#8230;, <em>k<\/em>). Le nombre total d&rsquo;observations recueillies dans l&rsquo;exp\u00e9rience est d\u00e9sign\u00e9 par <em>N<sub>total<\/sub> = N &times; k<\/em>.<\/p>\n<p>D\u00e9finissons pr\u00e9alablement les moyennes arithm\u00e9tiques cl\u00e9s r\u00e9gissant ces structures :<\/p>\n<ul>\n<li>La grande moyenne globale (<em>Grand Mean<\/em>), not\u00e9e <em>Y\u0304<sub>..<\/sub><\/em> :<br \/>\n        <br \/><em>Y\u0304<sub>..<\/sub> = (1 \/ (N &times; k)) &times; &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> Y<sub>ij<\/sub><\/em>\n    <\/li>\n<li>La moyenne individuelle du participant <em>i<\/em> sur l&rsquo;ensemble de ses conditions, not\u00e9e <em>Y\u0304<sub>i.<\/sub><\/em> :<br \/>\n        <br \/><em>Y\u0304<sub>i.<\/sub> = (1 \/ k) &times; &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> Y<sub>ij<\/sub><\/em>\n    <\/li>\n<li>La moyenne conditionnelle observ\u00e9e pour la modalit\u00e9 exp\u00e9rimentale <em>j<\/em>, not\u00e9e <em>Y\u0304<sub>.j<\/sub><\/em> :<br \/>\n        <br \/><em>Y\u0304<sub>.j<\/sub> = (1 \/ N) &times; &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> Y<sub>ij<\/sub><\/em>\n    <\/li>\n<\/ul>\n<p>La <strong>Somme des Carr\u00e9s Totale<\/strong> (<em>SS<sub>Totale<\/sub><\/em>) quantifie l&rsquo;ensemble des d\u00e9viations quadratiques de chaque point de donn\u00e9es individuel par rapport \u00e0 la grande moyenne de l&rsquo;exp\u00e9rience :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Totale<\/sub> = &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> (Y<sub>ij<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>..<\/sub>)\u00b2<\/p>\n<p>La premi\u00e8re phase de scission analytique s\u00e9pare cette variabilit\u00e9 globale en une composante interindividuelle et une composante intra-individuelle :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Totale<\/sub> = SS<sub>Inter-sujets<\/sub> + SS<sub>Intra-sujets<\/sub><\/p>\n<p>La <strong>Somme des Carr\u00e9s Inter-sujets<\/strong> (<em>SS<sub>Sujets<\/sub><\/em> ou <em>SS<sub>Between-subjects<\/sub><\/em>) refl\u00e8te la divergence entre la moyenne g\u00e9n\u00e9rale propre \u00e0 chaque participant et la grande moyenne. Chaque \u00e9cart est pond\u00e9r\u00e9 par le nombre de mesures <em>k<\/em> prises sur l&rsquo;individu :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Sujets<\/sub> = k &times; &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> (Y\u0304<sub>i.<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>..<\/sub>)\u00b2<\/p>\n<p>Quant \u00e0 la <strong>Somme des Carr\u00e9s Intra-sujets<\/strong> (<em>SS<sub>Intra-sujets<\/sub><\/em> ou <em>SS<sub>Within-subjects<\/sub><\/em>), elle agr\u00e8ge les d\u00e9viations des scores individuels par rapport \u00e0 la moyenne personnelle du participant :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Intra-sujets<\/sub> = &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> (Y<sub>ij<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>i.<\/sub>)\u00b2<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/restingHeartRate2.png\" alt=\"One-way repeated measures ANOVA dataset\" \/><figcaption>One-way repeated measures ANOVA dataset<\/figcaption><\/figure>\n<h3>7.2 Isolation de la variance du traitement et de l&rsquo;erreur<\/h3>\n<p>L&rsquo;\u00e9tape critique et fondamentale de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es consiste \u00e0 d\u00e9composer la variabilit\u00e9 intra-sujets en ses deux constituants constitutifs : l&rsquo;effet imputable \u00e0 la variable ind\u00e9pendante manipul\u00e9e et le reliquat d&rsquo;erreur non expliqu\u00e9e :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Intra-sujets<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> + SS<sub>Erreur<\/sub><\/p>\n<p>La <strong>Somme des Carr\u00e9s du Traitement<\/strong> (\u00e9galement d\u00e9sign\u00e9e par <em>SS<sub>Conditions<\/sub><\/em> ou <em>SS<sub>Temps<\/sub><\/em>) capture les variations induites par les diff\u00e9rentes modalit\u00e9s de la manipulation exp\u00e9rimentale. Elle est calcul\u00e9e en mesurant l&rsquo;\u00e9cart de chaque moyenne conditionnelle par rapport \u00e0 la grande moyenne globale, pond\u00e9r\u00e9 par le nombre de participants <em>N<\/em> :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Traitement<\/sub> = N &times; &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> (Y\u0304<sub>.j<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>..<\/sub>)\u00b2<\/p>\n<p>La <strong>Somme des Carr\u00e9s de l&rsquo;Erreur<\/strong> (not\u00e9e <em>SS<sub>Erreur<\/sub><\/em> ou <em>SS<sub>R\u00e9siduelle<\/sub><\/em>) incarne l&rsquo;inconsistance diff\u00e9rentielle de la r\u00e9ponse des participants face au traitement. Sur le plan th\u00e9orique formel, cette erreur correspond \u00e0 l&rsquo;<strong>interaction Sujet &times; Traitement<\/strong>. Elle quantifie dans quelle mesure l&rsquo;effet sp\u00e9cifique du traitement varie d&rsquo;un participant \u00e0 l&rsquo;autre. Math\u00e9matiquement, l&rsquo;\u00e9quation r\u00e9siduelle directe s&rsquo;\u00e9tablit comme suit :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Erreur<\/sub> = &sum;<sub>i=1<\/sub><sup>N<\/sup> &sum;<sub>j=1<\/sub><sup>k<\/sup> (Y<sub>ij<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>i.<\/sub> &#8211; Y\u0304<sub>.j<\/sub> + Y\u0304<sub>..<\/sub>)\u00b2<\/p>\n<p>En pratique calculatoire, il est immens\u00e9ment plus ais\u00e9 d&rsquo;isoler <em>SS<sub>Erreur<\/sub><\/em> par simple soustraction arithm\u00e9tique en exploitant les cl\u00f4tures \u00e9tablies pr\u00e9c\u00e9demment :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Totale<\/sub> &#8211; SS<sub>Sujets<\/sub> &#8211; SS<sub>Traitement<\/sub><\/p>\n<h3>7.3 Structure matricielle des \u00e9quations<\/h3>\n<p>L&rsquo;expression sommatoire indic\u00e9e peut avantageusement \u00eatre transcrite sous forme matricielle et g\u00e9om\u00e9trique dans l&rsquo;espace euclidien \u00e0 <em>R<sup>N&times;k<\/sup><\/em> dimensions. Soit <strong>Y<\/strong> le vecteur colonne unicolonne de dimension <em>(N &times; k) &times; 1<\/em> regroupant l&rsquo;exhaustivit\u00e9 des observations exp\u00e9rimentales ordonn\u00e9es par sujet et condition.<\/p>\n<p>La d\u00e9composition de la variance s&rsquo;op\u00e8re par projection orthogonale sur des sous-espaces vectoriels lin\u00e9aires disjoints. D\u00e9finissons la matrice de centrage global <strong>C<sub>N&times;k<\/sub><\/strong>, la matrice de projection orthogonale sur les moyennes des sujets <strong>P<sub>S<\/sub><\/strong>, et la matrice de projection sur les moyennes des conditions de traitement <strong>P<sub>T<\/sub><\/strong>. Le produit des matrices de projection respecte rigoureusement la condition d&rsquo;idempotence et d&rsquo;orthogonalit\u00e9 bilat\u00e9rale :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">P<sub>S<\/sub> &times; P<sub>T<\/sub> = (1 \/ (N &times; k)) &times; J<sub>N&times;k<\/sub><\/p>\n<p>o\u00f9 <strong>J<\/strong> repr\u00e9sente la matrice dont tous les coefficients sont \u00e9gaux \u00e0 un. La cl\u00f4ture alg\u00e9brique parfaite assure que la distance euclidienne carr\u00e9e totale s&rsquo;additionne rigoureusement sans perte d&rsquo;information :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">|| Y &#8211; Y\u0304<sub>..<\/sub>1 ||\u00b2 = || (P<sub>S<\/sub> &#8211; P<sub>GrandMean<\/sub>)Y ||\u00b2 + || (P<sub>T<\/sub> &#8211; P<sub>GrandMean<\/sub>)Y ||\u00b2 + || (I &#8211; P<sub>S<\/sub> &#8211; P<sub>T<\/sub> + P<sub>GrandMean<\/sub>)Y ||\u00b2<\/p>\n<p>Cette formulation matricielle confirme de mani\u00e8re irr\u00e9futable le th\u00e9or\u00e8me de Cochran : chaque forme quadratique suit de mani\u00e8re ind\u00e9pendante une loi du &chi;\u00b2 pond\u00e9r\u00e9e par son rang tensoriel, ce qui fonde la stricte validit\u00e9 probabiliste du futur test <em>F<\/em> de l&rsquo;ANOVA.<\/p>\n<h2>8. Calcul des degr\u00e9s de libert\u00e9, carr\u00e9s moyens et statistique F<\/h2>\n<h3>8.1 Attribution analytique des degr\u00e9s de libert\u00e9<\/h3>\n<p>\u00c0 l&rsquo;instar de la d\u00e9composition de la somme des carr\u00e9s, les degr\u00e9s de libert\u00e9 (<em>degrees of freedom<\/em>, not\u00e9s <em>df<\/em>) ob\u00e9issent \u00e0 une r\u00e8gle stricte d&rsquo;additivit\u00e9 alg\u00e9brique. Chaque degr\u00e9 de libert\u00e9 repr\u00e9sente le nombre d&rsquo;entit\u00e9s ind\u00e9pendantes pouvant varier librement dans l&rsquo;estimation statistique apr\u00e8s l&rsquo;imposition des contraintes math\u00e9matiques (les moyennes d&rsquo;\u00e9chantillon).<\/p>\n<p>L&rsquo;attribution s&rsquo;\u00e9tablit selon la partition canonique suivante :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 totaux :<\/strong> Puisqu&rsquo;il y a <em>N &times; k<\/em> observations au total et qu&rsquo;une contrainte unique (la grande moyenne) est fix\u00e9e, nous obtenons :<br \/>\n        <br \/><em>df<sub>Total<\/sub> = N &times; k &#8211; 1<\/em>\n    <\/li>\n<li><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 inter-sujets :<\/strong> Portant sur les moyennes des <em>N<\/em> participants :<br \/>\n        <br \/><em>df<sub>Sujets<\/sub> = N &#8211; 1<\/em>\n    <\/li>\n<li><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 intra-sujets :<\/strong> Obtenus par diff\u00e9rence entre le total et la partie inter-sujets :<br \/>\n        <br \/><em>df<sub>Intra-sujets<\/sub> = df<sub>Total<\/sub> &#8211; df<sub>Sujets<\/sub> = (N &times; k &#8211; 1) &#8211; (N &#8211; 1) = N(k &#8211; 1)<\/em>\n    <\/li>\n<li><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 du traitement :<\/strong> Mesurent la libert\u00e9 de variation entre les <em>k<\/em> conditions exp\u00e9rimentales :<br \/>\n        <br \/><em>df<sub>Traitement<\/sub> = k &#8211; 1<\/em>\n    <\/li>\n<li><strong>Degr\u00e9s de libert\u00e9 de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle :<\/strong> Repr\u00e9sentent les degr\u00e9s de libert\u00e9 r\u00e9siduels au sein du bloc intra-sujets, \u00e9quivalant au produit crois\u00e9 des degr\u00e9s de libert\u00e9 des participants et du traitement :<br \/>\n        <br \/><em>df<sub>Erreur<\/sub> = df<sub>Intra-sujets<\/sub> &#8211; df<sub>Traitement<\/sub> = N(k &#8211; 1) &#8211; (k &#8211; 1) = (N &#8211; 1)(k &#8211; 1)<\/em>\n    <\/li>\n<\/ul>\n<p>La v\u00e9rification arithm\u00e9tique de fermeture de la cha\u00eene des degr\u00e9s de libert\u00e9 est imm\u00e9diate et v\u00e9rifiable pour tout plan factoriel :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">df<sub>Total<\/sub> = df<sub>Sujets<\/sub> + df<sub>Traitement<\/sub> + df<sub>Erreur<\/sub> &emsp;&rArr;&emsp; (N &times; k &#8211; 1) = (N &#8211; 1) + (k &#8211; 1) + (N &#8211; 1)(k &#8211; 1)<\/p>\n<h3>8.2 D\u00e9termination des carr\u00e9s moyens (Mean Squares)<\/h3>\n<p>Les sommes des carr\u00e9s repr\u00e9sentent des grandeurs cumulatives qui augmentent proportionnellement au nombre d&rsquo;observations recueillies. Elles ne peuvent donc pas \u00eatre compar\u00e9es directement pour inf\u00e9rer des variances. Afin d&rsquo;obtenir des estimateurs sans biais de la variance de la population sous l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle, il est indispensable de standardiser chaque somme des carr\u00e9s par son volume respectif d&rsquo;information ind\u00e9pendante : ses degr\u00e9s de libert\u00e9. Cette \u00e9tape formalise la construction des <strong>Carr\u00e9s Moyens<\/strong> (<em>Mean Squares<\/em>, not\u00e9s <em>MS<\/em>) :<\/p>\n<p>Le <strong>Carr\u00e9 Moyen du Traitement<\/strong> (<em>MS<sub>Traitement<\/sub><\/em>) refl\u00e8te la variance engendr\u00e9e conjointement par la manipulation exp\u00e9rimentale r\u00e9elle et le bruit al\u00e9atoire d&rsquo;\u00e9chantillonnage :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">MS<sub>Traitement<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> \/ df<sub>Traitement<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> \/ (k &#8211; 1)<\/p>\n<p>Le <strong>Carr\u00e9 Moyen de l&rsquo;Erreur<\/strong> (<em>MS<sub>Erreur<\/sub><\/em>) constitue l&rsquo;estimateur de r\u00e9f\u00e9rence non biais\u00e9 de la variance r\u00e9siduelle al\u00e9atoire pure, d\u00e9gag\u00e9 de toute influence interindividuelle syst\u00e9matique :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">MS<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Erreur<\/sub> \/ df<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Erreur<\/sub> \/ [ (N &#8211; 1)(k &#8211; 1) ]<\/p>\n<p>Il importe de noter que bien que le Carr\u00e9 Moyen des Sujets (<em>MS<sub>Sujets<\/sub> = SS<sub>Sujets<\/sub> \/ (N &#8211; 1)<\/em>) puisse \u00eatre techniquement calcul\u00e9, il ne fait g\u00e9n\u00e9ralement l&rsquo;objet d&rsquo;aucun test d&rsquo;hypoth\u00e8se dans un plan purement intra-sujet, son extraction n&rsquo;ayant pour finalit\u00e9 que l&rsquo;assainissement m\u00e9canique de <em>MS<sub>Erreur<\/sub><\/em>.<\/p>\n<h3>8.3 Calcul et distribution de la statistique de test F<\/h3>\n<p>Le test de l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle d&rsquo;\u00e9galit\u00e9 des moyennes conditionnelles \u2014 stipulant qu&rsquo;au sein de la population g\u00e9n\u00e9rale, les diff\u00e9rentes conditions de la variable intra-sujet n&rsquo;exercent aucun effet diff\u00e9rentiel (&mu;\u2081 = &mu;\u2082 = &#8230; = &mu;\u2096) \u2014 s&rsquo;effectue par la statistique du ratio de variance <em>F<\/em> :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">F = MS<sub>Traitement<\/sub> \/ MS<sub>Erreur<\/sub><\/p>\n<p>Sous l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle (<em>H\u2080<\/em>), et sous r\u00e9serve du strict respect des postulats de normalit\u00e9 et de sph\u00e9ricit\u00e9 (ou d&rsquo;application ad\u00e9quate des corrections aff\u00e9rentes), ce ratio d&rsquo;estimateurs de variance ind\u00e9pendants suit exactement la <strong>distribution de Fisher-Snedecor<\/strong> param\u00e9tr\u00e9e par les degr\u00e9s de libert\u00e9 du num\u00e9rateur et du d\u00e9nominateur :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">F ~ F( df<sub>Traitement<\/sub>, df<sub>Erreur<\/sub> ) = F( k &#8211; 1, (N &#8211; 1)(k &#8211; 1) )<\/p>\n<p>La r\u00e8gle de d\u00e9cision statistique d\u00e9coule de cette distribution th\u00e9orique. Pour un risque de premi\u00e8re esp\u00e8ce consenti &alpha; (habituellement calibr\u00e9 \u00e0 0,05), le statisticien identifie dans les tables probabilistes la valeur critique <em>F<sub>critique<\/sub><\/em> associ\u00e9e aux degr\u00e9s de libert\u00e9 du mod\u00e8le :<\/p>\n<ul>\n<li>Si <strong>F<sub>observ\u00e9<\/sub> &gt; F<sub>critique<\/sub><\/strong> (ou de mani\u00e8re \u00e9quivalente si la valeur <em>p<\/em> empirique associ\u00e9e est strictement inf\u00e9rieure au seuil &alpha;, soit <em>p<\/em> &lt; 0,05), l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle <em>H\u2080<\/em> est formellement <strong>rejet\u00e9e<\/strong>. Le chercheur conclut \u00e0 l&rsquo;existence d&rsquo;un effet statistiquement significatif de la condition exp\u00e9rimentale.<\/li>\n<li>Si <strong>F<sub>observ\u00e9<\/sub> &le; F<sub>critique<\/sub><\/strong> (<em>p<\/em> &ge; 0,05), le chercheur <strong>\u00e9choue \u00e0 rejeter H\u2080<\/strong>, affirmant que les variations observ\u00e9es entre les conditions ne peuvent \u00eatre distingu\u00e9es des fluctuations al\u00e9atoires d&rsquo;\u00e9chantillonnage.<\/li>\n<\/ul>\n<h2>9. Exemple empirique r\u00e9solu pas \u00e0 pas : Cas pratique en psychologie<\/h2>\n<h3>9.1 Pr\u00e9sentation du protocole exp\u00e9rimental et matrice de donn\u00e9es<\/h3>\n<p>Pour illustrer sans \u00e9quivoque la r\u00e9alit\u00e9 computationnelle de l&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, examinons un cas pratique concret en psychologie clinique. Une \u00e9quipe hospitali\u00e8re \u00e9value l&rsquo;efficacit\u00e9 d&rsquo;un nouveau protocole de psychoth\u00e9rapie br\u00e8ve de gestion du stress sur un \u00e9chantillon clinique de <em>N<\/em> = 6 patients souffrant de d\u00e9tresse psychologique. Le niveau d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 est \u00e9valu\u00e9 via un inventaire psychom\u00e9trique valid\u00e9 (score continu variant de 0 \u00e0 50 points, o\u00f9 un score \u00e9lev\u00e9 d\u00e9note une anxi\u00e9t\u00e9 s\u00e9v\u00e8re). Chaque patient est mesur\u00e9 \u00e0 trois jalons temporels successifs (<em>k<\/em> = 3) :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Temps 1 (T1) :<\/strong> Pr\u00e9-test (\u00e9valuation initiale lors de l&rsquo;admission).<\/li>\n<li><strong>Temps 2 (T2) :<\/strong> Mi-parcours (apr\u00e8s quatre semaines de prise en charge).<\/li>\n<li><strong>Temps 3 (T3) :<\/strong> Post-test (au terme des huit semaines de th\u00e9rapie).<\/li>\n<\/ul>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/movieRatings-2.png\" alt=\"One-way repeated measures ANOVA example dataset\" \/><figcaption>One-way repeated measures ANOVA example dataset<\/figcaption><\/figure>\n<p>La matrice des donn\u00e9es brutes, enrichie des sommes et moyennes marginales calcul\u00e9es pour chaque sujet et chaque condition, se pr\u00e9sente ainsi :<\/p>\n<table style=\"width: 100%;border-collapse: collapse;margin: 2em 0;font-size: 0.95em;text-align: center\">\n<thead>\n<tr style=\"background-color: #f2f4f8;border-bottom: 2px solid #ccd0db\">\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Patient (i)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">T1 (Pr\u00e9-test)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">T2 (Mi-parcours)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">T3 (Post-test)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Somme Sujet (T<sub>i<\/sub>)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Moyenne Sujet (Y\u0304<sub>i.<\/sub>)<\/th>\n<\/tr>\n<\/thead>\n<tbody>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S1<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">32<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">28<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">20<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">80<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">26,667<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S2<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">36<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">31<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">23<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">90<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">30,000<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S3<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">28<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">24<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">17<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">69<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">23,000<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S4<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">40<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">35<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">25<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">100<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">33,333<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S5<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">30<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">26<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">18<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">74<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">24,667<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>S6<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">34<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">29<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">19<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">82<\/td>\n<td style=\"padding: 8px;border: 1px solid #e1e4e8\">27,333<\/td>\n<\/tr>\n<tr style=\"background-color: #fafbfc;font-weight: bold\">\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Somme Cond. (T<sub>.j<\/sub>)<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">200<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">173<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">122<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Total G = 495<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<\/tr>\n<tr style=\"background-color: #f2f4f8;font-weight: bold\">\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Moyenne (Y\u0304<sub>.j<\/sub>)<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">33,333<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">28,833<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">20,333<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Y\u0304<sub>..<\/sub> = 27,500<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n<p>Les param\u00e8tres globaux de l&rsquo;\u00e9chantillon s&rsquo;\u00e9tablissent comme suit : effectif <em>N<\/em> = 6, nombre de conditions <em>k<\/em> = 3, nombre total d&rsquo;observations <em>N<sub>total<\/sub> = 6 &times; 3 = 18<\/em>. La grande moyenne arithm\u00e9tique s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve \u00e0 :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">Y\u0304<sub>..<\/sub> = 495 \/ 18 = 27,500 points<\/p>\n<h3>9.2 Application calculatoire des formules th\u00e9oriques<\/h3>\n<p>Proc\u00e9dons d\u00e9sormais \u00e0 la quantification m\u00e9ticuleuse de chaque source de variation en appliquant les formules math\u00e9matiques d\u00e9finies \u00e0 la section 7.<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovarep1.png\" alt=\"One way repeated measures ANOVA calculator\" \/><figcaption>One way repeated measures ANOVA calculator<\/figcaption><\/figure>\n<p><strong>1. Calcul de la Somme des Carr\u00e9s Totale (SS<sub>Totale<\/sub>) :<\/strong><\/p>\n<p>La somme des carr\u00e9s de l&rsquo;ensemble des 18 observations individuelles brutes s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve \u00e0 :<\/p>\n<p>&sum; Y<sub>ij<\/sub>\u00b2 = 32\u00b2 + 28\u00b2 + 20\u00b2 + 36\u00b2 + 31\u00b2 + 23\u00b2 + 28\u00b2 + 24\u00b2 + 17\u00b2 + 40\u00b2 + 35\u00b2 + 25\u00b2 + 30\u00b2 + 26\u00b2 + 18\u00b2 + 34\u00b2 + 29\u00b2 + 19\u00b2<\/p>\n<p>&sum; Y<sub>ij<\/sub>\u00b2 = 1024 + 784 + 400 + 1296 + 961 + 529 + 784 + 576 + 289 + 1600 + 1225 + 625 + 900 + 676 + 324 + 1156 + 841 + 361 = <strong>14351<\/strong><\/p>\n<p>Le facteur de correction du terme global (terme <em>C<\/em>) vaut :<\/p>\n<p>C = (Total G)\u00b2 \/ (N &times; k) = (495)\u00b2 \/ 18 = 245025 \/ 18 = <strong>13612,5<\/strong><\/p>\n<p>Ainsi, la d\u00e9viation totale s&rsquo;obtient directement :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Totale<\/sub> = &sum; Y<sub>ij<\/sub>\u00b2 &#8211; C = 14351 &#8211; 13612,5 = 738,500<\/p>\n<p><strong>2. Calcul de la Somme des Carr\u00e9s Inter-Sujets (SS<sub>Sujets<\/sub>) :<\/strong><\/p>\n<p>Calculons la somme des carr\u00e9s des totaux individuels de chaque participant divis\u00e9e par <em>k<\/em> = 3 :<\/p>\n<p>&sum; (T<sub>i<\/sub>)\u00b2 \/ k = [ 80\u00b2 + 90\u00b2 + 69\u00b2 + 100\u00b2 + 74\u00b2 + 82\u00b2 ] \/ 3 = [ 6400 + 8100 + 4761 + 10000 + 5476 + 6724 ] \/ 3 = 41461 \/ 3 = <strong>13820,333<\/strong><\/p>\n<p>En retranchant le facteur de correction <em>C<\/em> :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Sujets<\/sub> = 13820,333 &#8211; 13612,500 = 207,833<\/p>\n<p><strong>3. Calcul de la Somme des Carr\u00e9s du Traitement Temporel (SS<sub>Traitement<\/sub>) :<\/strong><\/p>\n<p>Calculons la somme des carr\u00e9s des totaux de chaque condition temporelle divis\u00e9e par <em>N<\/em> = 6 :<\/p>\n<p>&sum; (T<sub>.j<\/sub>)\u00b2 \/ N = [ 200\u00b2 + 173\u00b2 + 122\u00b2 ] \/ 6 = [ 40000 + 29929 + 14884 ] \/ 6 = 84813 \/ 6 = <strong>14135,500<\/strong><\/p>\n<p>En soustrayant le terme <em>C<\/em> :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Traitement<\/sub> = 14135,500 &#8211; 13612,500 = 523,000<\/p>\n<p><strong>4. D\u00e9duction de la Somme des Carr\u00e9s de l&rsquo;Erreur R\u00e9siduelle (SS<sub>Erreur<\/sub>) :<\/strong><\/p>\n<p>Par soustraction alg\u00e9brique rigoureuse des composantes de variance orthogonales :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\">SS<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Totale<\/sub> &#8211; SS<sub>Sujets<\/sub> &#8211; SS<sub>Traitement<\/sub> = 738,500 &#8211; 207,833 &#8211; 523,000 = 7,667<\/p>\n<h3>9.3 Construction et interpr\u00e9tation de la table ANOVA<\/h3>\n<p>Les sommes de carr\u00e9s \u00e9tant \u00e9tablies, calculons les degr\u00e9s de libert\u00e9 correspondants :<\/p>\n<ul>\n<li><em>df<sub>Sujets<\/sub> = N &#8211; 1 = 6 &#8211; 1 = 5<\/em><\/li>\n<li><em>df<sub>Traitement<\/sub> = k &#8211; 1 = 3 &#8211; 1 = 2<\/em><\/li>\n<li><em>df<sub>Erreur<\/sub> = (N &#8211; 1)(k &#8211; 1) = 5 &times; 2 = 10<\/em><\/li>\n<li><em>df<sub>Total<\/sub> = N &times; k &#8211; 1 = 18 &#8211; 1 = 17<\/em><\/li>\n<\/ul>\n<p>Nous pouvons d\u00e9sormais d\u00e9terminer les Carr\u00e9s Moyens (<em>MS<\/em>) et le ratio <em>F<\/em> empirique :<\/p>\n<ul>\n<li><em>MS<sub>Traitement<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> \/ df<sub>Traitement<\/sub> = 523,000 \/ 2 = <strong>261,500<\/strong><\/em><\/li>\n<li><em>MS<sub>Erreur<\/sub> = SS<sub>Erreur<\/sub> \/ df<sub>Erreur<\/sub> = 7,667 \/ 10 = <strong>0,767<\/strong><\/em><\/li>\n<li><em>F<sub>observ\u00e9<\/sub> = MS<sub>Traitement<\/sub> \/ MS<sub>Erreur<\/sub> = 261,500 \/ 0,767 = <strong>340,94<\/strong><\/em><\/li>\n<\/ul>\n<p>L&rsquo;ensemble de ces m\u00e9triques est agenc\u00e9 au sein de la <strong>table r\u00e9capitulative standard de l&rsquo;ANOVA<\/strong> :<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovarep2.png\" alt=\"Repeated measures ANOVA output\" \/><figcaption>Repeated measures ANOVA output<\/figcaption><\/figure>\n<table style=\"width: 100%;border-collapse: collapse;margin: 2em 0;font-size: 0.95em;text-align: center\">\n<thead>\n<tr style=\"background-color: #f2f4f8;border-bottom: 2px solid #ccd0db\">\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Source de Variation<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Somme des Carr\u00e9s (SS)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Degr\u00e9s de Libert\u00e9 (df)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Carr\u00e9 Moyen (MS)<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">F de Fisher<\/th>\n<th style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">Valeur p<\/th>\n<\/tr>\n<\/thead>\n<tbody>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8;text-align: left\"><strong>Inter-sujets (Sujets)<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">207,833<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">5<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">41,567<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8;text-align: left\"><strong>Traitement (Temps)<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">523,000<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">2<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">261,500<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>340,94<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\"><strong>&lt; 0,001<\/strong><\/td>\n<\/tr>\n<tr>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8;text-align: left\"><strong>Erreur (R\u00e9siduelle)<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">7,667<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">10<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">0,767<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<\/tr>\n<tr style=\"background-color: #fafbfc;font-weight: bold\">\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8;text-align: left\"><strong>Total<\/strong><\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">738,500<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">17<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<td style=\"padding: 10px;border: 1px solid #e1e4e8\">&#8211;<\/td>\n<\/tr>\n<\/tbody>\n<\/table>\n<p><strong>D\u00e9cision statistique :<\/strong> En consultant la distribution th\u00e9orique du <em>F<\/em> pour &alpha; = 0,05 avec <em>df\u2081<\/em> = 2 et <em>df\u2082<\/em> = 10, la valeur critique th\u00e9orique s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve \u00e0 <em>F<sub>critique(2, 10)<\/sub><\/em> = <strong>4,10<\/strong>. Notre statistique observ\u00e9e (<em>F<sub>obs<\/sub><\/em> = 340,94) pulv\u00e9rise ce seuil critique de rejet (<em>p<\/em> = 3,42 &times; 10\u207b\u00b9\u2070, soit <em>p<\/em> &lt; 0,001). Nous rejetons sans ambigu\u00eft\u00e9 l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle <em>H\u2080<\/em>. Il existe un effet statistiquement hautement significatif du temps sur le niveau d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 des patients. L&rsquo;intervention th\u00e9rapeutique induit une alt\u00e9ration massive et syst\u00e9matique des scores cliniques.<\/p>\n<h2>10. Analyses a posteriori (Post-Hoc) et estimation de la taille d&rsquo;effet<\/h2>\n<h3>10.1 Quantification de l&rsquo;ampleur de l&rsquo;effet<\/h3>\n<p>L&rsquo;obtention d&rsquo;une valeur <em>p<\/em> statistiquement significative informe uniquement le chercheur sur la probabilit\u00e9 que la diff\u00e9rence observ\u00e9e r\u00e9sulte du hasard sous l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle ; elle ne renseigne aucunement sur l&rsquo;ampleur substantielle ou l&rsquo;importance clinique de l&rsquo;effet constat\u00e9. Il est donc imp\u00e9ratif d&rsquo;adjoindre syst\u00e9matiquement une mesure de la <strong>taille d&rsquo;effet<\/strong> (<em>effect size<\/em>).<\/p>\n<p>Dans les plans \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, l&rsquo;indice d&rsquo;\u00e9lection universellement rapport\u00e9 est l&rsquo;<strong>\u00eata-carr\u00e9 partiel<\/strong> (not\u00e9 <em>&eta;\u00b2<sub>p<\/sub><\/em>). Contrairement \u00e0 l&rsquo;\u00eata-carr\u00e9 classique (qui rapporterait <em>SS<sub>Traitement<\/sub><\/em> \u00e0 la variance totale absolue, sous-estimant artificiellement l&rsquo;effet en conservant le bruit des sujets), l&rsquo;\u00eata-carr\u00e9 partiel \u00e9value la part de variabilit\u00e9 expliqu\u00e9e par le traitement apr\u00e8s avoir formellement extrait la variance inter-sujets :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-weight: bold;margin: 1.5em 0\">&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> = SS<sub>Traitement<\/sub> \/ [ SS<sub>Traitement<\/sub> + SS<sub>Erreur<\/sub> ]<\/p>\n<p>En reprenant les donn\u00e9es de notre cas pratique de la section 9 :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> = 523,000 \/ [ 523,000 + 7,667 ] = 523,000 \/ 530,667 = <strong>0,985<\/strong><\/p>\n<p>Cela signifie que <strong>98,5 %<\/strong> de la variance intra-sujet r\u00e9siduelle des scores d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 est directement gouvern\u00e9e par l&rsquo;\u00e9volution temporelle de la th\u00e9rapie ! Selon les crit\u00e8res de r\u00e9f\u00e9rence \u00e9nonc\u00e9s par Jacob Cohen (1988), les seuils conventionnels d&rsquo;interpr\u00e9tation pour <em>&eta;\u00b2<sub>p<\/sub><\/em> s&rsquo;\u00e9tablissent comme suit :<\/p>\n<ul>\n<li>Effet faible : <em>&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> &asymp; 0,01<\/em> (environ 1 % de variance expliqu\u00e9e).<\/li>\n<li>Effet moyen : <em>&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> &asymp; 0,06<\/em> (environ 6 % de variance expliqu\u00e9e).<\/li>\n<li>Effet fort : <em>&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> &ge; 0,14<\/em> (14 % et au-del\u00e0 de variance expliqu\u00e9e).<\/li>\n<\/ul>\n<p>Bien que massivement utilis\u00e9, l&rsquo;\u00eata-carr\u00e9 partiel pr\u00e9sente une l\u00e9g\u00e8re tendance \u00e0 la surestimation positive au sein des petits \u00e9chantillons. Pour pallier ce biais, certains statisticiens pr\u00e9conisent l&rsquo;estimation de l&rsquo;<strong>om\u00e9ga-carr\u00e9 partiel<\/strong> (&omega;\u00b2<sub>p<\/sub>), dont la formulation int\u00e8gre les carr\u00e9s moyens de l&rsquo;erreur :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&omega;\u00b2<sub>p<\/sub> = [ df<sub>Traitement<\/sub> &times; (MS<sub>Traitement<\/sub> &#8211; MS<sub>Erreur<\/sub>) ] \/ [ df<sub>Traitement<\/sub> &times; MS<sub>Traitement<\/sub> + (N &#8211; df<sub>Traitement<\/sub>) &times; MS<sub>Erreur<\/sub> + SS<sub>Sujets<\/sub> ]<\/p>\n<h3>10.2 Proc\u00e9dures de comparaisons multiples par paires<\/h3>\n<p>L&rsquo;ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es constitue un test global (dit <em>omnibus<\/em>) : son r\u00e9sultat hautement significatif indique qu&rsquo;au moins deux moyennes conditionnelles diff\u00e8rent de mani\u00e8re non fortuite, mais il est par nature incapable de sp\u00e9cifier quelles paires temporelles pr\u00e9cises portent cette diff\u00e9rence. Les scores de T1 \u00e0 T2 sont-ils significativement diff\u00e9rents ? La d\u00e9crue se maintient-elle de T2 \u00e0 T3 ?<\/p>\n<p>Pour r\u00e9pondre \u00e0 cette question, le chercheur doit ex\u00e9cuter des <strong>tests post-hoc<\/strong> de comparaisons multiples. Toutefois, multiplier les comparaisons par paires expose \u00e0 une redoutable menace math\u00e9matique : l&rsquo;<strong>inflation de l&rsquo;erreur de Type I<\/strong> (dite <em>Family-Wise Error Rate<\/em>, not\u00e9e &alpha;<sub>FW<\/sub>). Si l&rsquo;on r\u00e9alise <em>c<\/em> tests ind\u00e9pendants au seuil unitaire &alpha; = 0,05, la probabilit\u00e9 globale de commettre au moins un faux positif s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve selon la loi binomiale \u00e0 :<\/p>\n<p style=\"text-align: center;font-style: italic;margin: 1.5em 0\">&alpha;<sub>FW<\/sub> = 1 &#8211; (1 &#8211; &alpha;)<sup>c<\/sup><\/p>\n<p>Pour 3 comparaisons (T1 vs T2, T2 vs T3, T1 vs T3), le risque global s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve d\u00e9j\u00e0 \u00e0 14,3 %. Pour neutraliser ce biais, plusieurs proc\u00e9dures d&rsquo;ajustement sont appliqu\u00e9es :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>La correction de Bonferroni :<\/strong> La m\u00e9thode la plus stricte, consistant \u00e0 diviser le seuil &alpha; par le nombre total de comparaisons planifi\u00e9es :<br \/>\n        <br \/><em>&alpha;<sub>ajust\u00e9<\/sub> = &alpha; \/ c = 0,05 \/ 3 = 0,0167<\/em>.<br \/>\n        Chaque test <em>t<\/em> appari\u00e9 n&rsquo;est d\u00e9clar\u00e9 significatif que si sa valeur <em>p<\/em> empirique est strictement inf\u00e9rieure \u00e0 0,0167.\n    <\/li>\n<li><strong>La m\u00e9thode s\u00e9quentielle de Holm-Bonferroni :<\/strong> Une alternative plus puissante (dite <em>step-down<\/em>) qui ordonne les valeurs <em>p<\/em> par ordre croissant et ajuste successivement les seuils critiques de fa\u00e7on d\u00e9gressive (&alpha; \/ c, &alpha; \/ (c &#8211; 1), etc.), \u00e9vitant la sur-p\u00e9nalisation aveugle de Bonferroni.<\/li>\n<li><strong>Le test HSD de Tukey (Honestly Significant Difference) :<\/strong> Adapt\u00e9 aux protocoles intra-sujets en exploitant la distribution de l&rsquo;\u00e9tendue studentis\u00e9e (<em>Studentized Range Distribution<\/em>, <em>q<\/em>), offrant un compromis id\u00e9al entre puissance et contr\u00f4le strict du taux d&rsquo;erreur globale.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>10.3 Analyse de contrastes a priori et tendances polynomiales<\/h3>\n<p>Lorsque le chercheur dispose d&rsquo;hypoth\u00e8ses th\u00e9oriques pr\u00e9cises en amont du recueil des donn\u00e9es, les comparaisons post-hoc exploratoires c\u00e8dent avantageusement la place aux <strong>contrastes a priori planifi\u00e9s<\/strong>. Dans le cadre sp\u00e9cifique des protocoles longitudinaux o\u00f9 l&rsquo;axe intra-sujet repr\u00e9sente une progression temporelle ordonn\u00e9e, l&rsquo;<strong>analyse de tendances polynomiales orthogonales<\/strong> s&rsquo;av\u00e8re particuli\u00e8rement \u00e9clairante.<\/p>\n<p>Cette approche d\u00e9compose math\u00e9matiquement la somme des carr\u00e9s du traitement (<em>SS<sub>Traitement<\/sub><\/em>) en composantes g\u00e9om\u00e9triques distinctes :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>La tendance lin\u00e9aire :<\/strong> \u00c9value si l&rsquo;\u00e9volution globale de la variable d\u00e9pendante suit une trajectoire rectiligne monotone (d\u00e9croissance ou croissance r\u00e9guli\u00e8re et constante \u00e0 vitesse fixe).<\/li>\n<li><strong>La tendance quadratique :<\/strong> Teste la pr\u00e9sence d&rsquo;une inflexion en forme de parabole (courbe en U ou en U invers\u00e9), indiquant par exemple une am\u00e9lioration clinique fulgurante au cours des premi\u00e8res semaines suivie d&rsquo;un palier ou d&rsquo;une stabilisation asymptotique.<\/li>\n<li><strong>La tendance cubique :<\/strong> Identifie des dynamiques d&rsquo;oscillation en forme de \u00ab S \u00bb (acc\u00e9l\u00e9ration, ralentissement puis reprise d&rsquo;\u00e9volution).<\/li>\n<\/ul>\n<p>Dans notre cas d&rsquo;\u00e9tude clinique sur l&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9, l&rsquo;analyse des contrastes r\u00e9v\u00e8le une composante lin\u00e9aire hautement significative (traduisant l&rsquo;\u00e9rosion globale de l&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9), coupl\u00e9e \u00e0 une d\u00e9composition quadratique qui permet d&rsquo;attester si l&rsquo;essentiel du gain psychologique est engrang\u00e9 d\u00e8s la premi\u00e8re moiti\u00e9 de la prise en charge th\u00e9rapeutique.<\/p>\n<h2>11. Mise en \u0153uvre assist\u00e9e par logiciels d&rsquo;analyse statistique<\/h2>\n<h3>11.1 Ex\u00e9cution sous l&rsquo;environnement statistique R<\/h3>\n<p>L&rsquo;environnement open-source de calcul statistique <strong>R<\/strong> repr\u00e9sente le standard de r\u00e9f\u00e9rence mondial pour la recherche scientifique computationnelle. Pour ex\u00e9cuter une ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es, la manipulation initiale capitale consiste \u00e0 structurer convenablement la matrice de donn\u00e9es. Les logiciels attendent g\u00e9n\u00e9ralement que les donn\u00e9es soient configur\u00e9es en <strong>format long<\/strong> (<em>long format<\/em>), o\u00f9 chaque ligne unique repr\u00e9sente une observation temporelle individuelle, plut\u00f4t qu&rsquo;en format large (<em>wide format<\/em>).<\/p>\n<p>La conversion s&rsquo;op\u00e8re couramment via le package <code>tidyr<\/code> en mobilisant la commande <code>pivot_longer()<\/code>. Une fois le jeu de donn\u00e9es configur\u00e9 avec les colonnes <code>Patient<\/code>, <code>Temps<\/code> et <code>Anxiete<\/code>, l&rsquo;analyse param\u00e9trique canonique peut \u00eatre sollicit\u00e9e via la fonction de base <code>aov()<\/code> en int\u00e9grant la mod\u00e9lisation explicite de la strate d&rsquo;erreur intra-sujet :<\/p>\n<p style=\"margin-left: 2em;font-family: monospace;color: #2c3e50\">modele &lt;- aov(Anxiete ~ Temps + Error(Patient\/Temps), data = donnees_longues)<br \/>summary(modele)<\/p>\n<p>Dans cette syntaxe, le terme <code>Error(Patient\/Temps)<\/code> sp\u00e9cifie formellement que le facteur <code>Temps<\/code> est nich\u00e9 au sein des unit\u00e9s al\u00e9atoires <code>Patient<\/code>, for\u00e7ant le mod\u00e8le \u00e0 partitionner convenablement la variance interindividuelle.<\/p>\n<p>Pour une approche plus ergonomique incluant le contr\u00f4le automatis\u00e9 de la sph\u00e9ricit\u00e9, la communaut\u00e9 biom\u00e9dicale pl\u00e9biscite le package <code>rstatix<\/code> et sa fonction phare <code>anova_test()<\/code> :<\/p>\n<p style=\"margin-left: 2em;font-family: monospace;color: #2c3e50\">library(rstatix)<br \/>res_anova &lt;- anova_test(data = donnees_longues, dv = Anxiete, wid = Patient, within = Temps)<br \/>get_anova_table(res_anova, correction = \u00ab\u00a0auto\u00a0\u00bb)<\/p>\n<p>L&rsquo;argument <code>correction = \"auto\"<\/code> \u00e9value instantan\u00e9ment le test de Mauchly et applique en temps r\u00e9el l&rsquo;ajustement de Greenhouse-Geisser ou de Huynh-Feldt si la sph\u00e9ricit\u00e9 est rejet\u00e9e, garantissant un flux de travail rigoureux et reproductible.<\/p>\n<h3>11.2 Mise en \u0153uvre dans le logiciel IBM SPSS Statistics<\/h3>\n<p>Le logiciel commercial IBM SPSS Statistics demeure une r\u00e9f\u00e9rence historique tr\u00e8s implant\u00e9e dans les laboratoires de psychologie clinique et de psychiatrie. Contrairement \u00e0 R, SPSS exige que les donn\u00e9es soient imp\u00e9rativement pr\u00e9par\u00e9es en <strong>format large<\/strong>, o\u00f9 chaque participant occupe une seule et unique ligne horizontale, et o\u00f9 les niveaux du facteur intra-sujet sont dispos\u00e9s dans des colonnes adjacentes d\u00e9di\u00e9es (ex. colonnes <code>T1<\/code>, <code>T2<\/code>, <code>T3<\/code>).<\/p>\n<p>La navigation proc\u00e9durale s&rsquo;ex\u00e9cute \u00e0 travers l&rsquo;arborescence des menus suivants :<\/p>\n<ol>\n<li>S\u00e9lectionner : <strong>Analyser<\/strong> &gt; <strong>Mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral<\/strong> &gt; <strong>Mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es&#8230;<\/strong><\/li>\n<li>Une bo\u00eete de dialogue liminaire invite \u00e0 formaliser le nom du facteur intra-sujet (par exemple <em>Temps<\/em>) et \u00e0 renseigner son nombre exact de modalit\u00e9s (dans notre exemple : <em>3<\/em>). Cliquer ensuite sur <em>Ajouter<\/em>, puis sur <em>D\u00e9finir<\/em>.<\/li>\n<li>Dans la fen\u00eatre principale, basculer les variables de la liste source (<code>T1<\/code>, <code>T2<\/code>, <code>T3<\/code>) au sein du cadre r\u00e9cepteur intitul\u00e9 <em>Variables intra-sujets<\/em>.<\/li>\n<li>Ouvrir le sous-menu <strong>Options<\/strong>, cocher imp\u00e9rativement les cases <em>Statistiques descriptives<\/em> et <em>Estimations de la taille d&rsquo;effet<\/em> (pour g\u00e9n\u00e9rer l&rsquo;\u00eata-carr\u00e9 partiel). Dans la section d&rsquo;ajustement des comparaisons multiples, s\u00e9lectionner le facteur temporel, activer l&rsquo;affichage des moyennes marginales estim\u00e9es et cocher <em>Bonferroni<\/em>. Valider en cliquant sur <em>Poursuivre<\/em> puis <em>OK<\/em>.<\/li>\n<\/ol>\n<p>La lecture de la sortie de calculs SPSS requiert une vigilance m\u00e9thodologique cibl\u00e9e. Le chercheur inspecte d&rsquo;abord le tableau intitul\u00e9 <strong>Test de sph\u00e9ricit\u00e9 de Mauchly<\/strong> pour relever la statistique <em>W<\/em> et la valeur critique <em>Sig.<\/em> Si <em>Sig. &lt; 0,05<\/em>, il doit imp\u00e9rativement d\u00e9laisser la premi\u00e8re ligne (\u00ab Sph\u00e9ricit\u00e9 suppos\u00e9e \u00bb) du grand tableau subs\u00e9quent intitul\u00e9 <strong>Tests des effets intra-sujets<\/strong> pour lire directement les lignes corrig\u00e9es \u00e9tiquet\u00e9es \u00ab Greenhouse-Geisser \u00bb ou \u00ab Huynh-Feldt \u00bb, garantissant la rectitude formelle des conclusions rapport\u00e9es.<\/p>\n<h3>11.3 Analyse open-source avec JASP et Jamovi<\/h3>\n<p>Au cours de la derni\u00e8re d\u00e9cennie, les logiciels libres et ouverts <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/jasp-stats.org\/\">JASP<\/a> (d\u00e9velopp\u00e9 par l&rsquo;Universit\u00e9 d&rsquo;Amsterdam) et <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/www.jamovi.org\/\">Jamovi<\/a> ont profond\u00e9ment transform\u00e9 la pratique de l&rsquo;analyse de donn\u00e9es en alliant la puissance algorithmique de R \u00e0 une interface graphique intuitive et dynamique.<\/p>\n<p>Dans JASP, la mise en place d&rsquo;une ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es s&rsquo;op\u00e8re avec une fluidit\u00e9 remarquable :<\/p>\n<ul>\n<li>Depuis l&rsquo;onglet <strong>ANOVA<\/strong>, choisir l&rsquo;option <strong>Repeated Measures ANOVA<\/strong>.<\/li>\n<li>Dans la section sup\u00e9rieure d&rsquo;assignation, nommer le facteur intra-sujet (ex. <em>Temps<\/em>) et d\u00e9clarer les niveaux (ex. <em>T1, T2, T3<\/em>). Assigner ensuite par glisser-d\u00e9poser les colonnes correspondantes du fichier de donn\u00e9es.<\/li>\n<li>D\u00e9ployer le volet <strong>Assumption Checks<\/strong> et activer l&rsquo;option <em>Sphericity tests<\/em> ainsi que les options de correction aff\u00e9rentes (<em>Greenhouse-Geisser<\/em> et <em>Huynh-Feldt<\/em>).<\/li>\n<li>Activer dans l&rsquo;onglet <strong>Additional Options<\/strong> le calcul automatis\u00e9 de la taille d&rsquo;effet (&eta;\u00b2<sub>p<\/sub> et &omega;\u00b2<sub>p<\/sub>) ainsi que les trac\u00e9s graphiques descriptifs avec leurs barres d&rsquo;erreur dans l&rsquo;onglet <strong>Descriptive Plots<\/strong>.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Le point fort incontestable de JASP et Jamovi r\u00e9side dans la restitution instantan\u00e9e et en temps r\u00e9el de tableaux dynamiques directement typographi\u00e9s selon les pr\u00e9conisations formelles de publication de l&rsquo;APA, dispensant le chercheur des fastidieuses \u00e9tapes de reformatage manuel de donn\u00e9es.<\/p>\n<h2>12. Biais m\u00e9thodologiques, pr\u00e9cautions et r\u00e9daction scientifique<\/h2>\n<h3>12.1 Gestion des menaces \u00e0 la validit\u00e9 interne<\/h3>\n<p>Si le plan \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es r\u00e9sout avec brio la variabilit\u00e9 interindividuelle, il introduit des menaces sp\u00e9cifiques et redoutables pesant sur la <strong>validit\u00e9 interne<\/strong> de la recherche. D\u00e8s lors qu&rsquo;un m\u00eame participant est soumis de mani\u00e8re s\u00e9quentielle \u00e0 plusieurs conditions exp\u00e9rimentales, l&rsquo;ordre d&rsquo;administration de ces conditions peut contaminer les r\u00e9sultats observ\u00e9s.<\/p>\n<p>La premi\u00e8re menace concerne l&rsquo;<strong>effet d&rsquo;ordre et de rang<\/strong> (<em>order effects<\/em>), regroupant deux m\u00e9canismes psychologiques antagonistes :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>L&rsquo;effet d&rsquo;apprentissage ou d&rsquo;entra\u00eenement (practice effect) :<\/strong> Le sujet devient progressivement plus habile, plus rapide et plus d\u00e9tendu au fur et \u00e0 mesure des sessions de passation, augmentant artificiellement ses performances lors des derni\u00e8res conditions du protocole ind\u00e9pendamment de leur valeur exp\u00e9rimentale intrins\u00e8que.<\/li>\n<li><strong>L&rsquo;effet de fatigue, d&rsquo;ennui ou d&rsquo;usure attentionnelle :<\/strong> Lors de sessions psychophysiques \u00e9reintantes ou d&rsquo;\u00e9valuations mn\u00e9siques prolong\u00e9es, la baisse de vigilance et la lassitude cognitive peuvent d\u00e9grader s\u00e9v\u00e8rement les performances lors des conditions finales.<\/li>\n<\/ul>\n<p>La seconde menace majeure r\u00e9side dans l&rsquo;<strong>effet de report<\/strong> (<em>carryover effect<\/em>), survenant lorsqu&rsquo;une condition exp\u00e9rimentale continue d&rsquo;exercer ses effets physiologiques ou cognitifs r\u00e9manents sur la condition subs\u00e9quente. C&rsquo;est typiquement le cas des essais pharmacologiques (n\u00e9cessitant l&rsquo;instauration stricte de p\u00e9riodes de sevrage ou <em>washout periods<\/em>) ou des inductions d&rsquo;\u00e9tats de stress \u00e9motionnel intense, dont l&rsquo;impact v\u00e9g\u00e9tatif ne s&rsquo;estompe que tr\u00e8s lentement.<\/p>\n<p>Pour neutraliser m\u00e9thodologiquement ces distorsions, la r\u00e8gle d&rsquo;or est le <strong>contrebalancement<\/strong>. Dans un contrebalancement complet, toutes les permutations ordonn\u00e9es possibles des conditions sont g\u00e9n\u00e9r\u00e9es et \u00e9quitablement r\u00e9parties entre les participants (par exemple, pour 3 conditions A, B et C, les 6 ordres ABC, ACB, BAC, BCA, CAB et CBA sont administr\u00e9s \u00e0 des sous-groupes \u00e9gaux). Lorsque le nombre de conditions rend cette combinatoire impraticable (ex. <em>k<\/em> = 5 g\u00e9n\u00e9rant 120 ordres), les chercheurs emploient un protocole en <strong>carr\u00e9 latin \u00e9quilibr\u00e9<\/strong>, o\u00f9 chaque condition appara\u00eet une fois et une seule \u00e0 chaque position ordinale et pr\u00e9c\u00e8de et suit imm\u00e9diatement chaque autre condition un nombre strictement \u00e9gal de fois.<\/p>\n<h3>12.2 Gestion des donn\u00e9es manquantes dans les suivis longitudinaux<\/h3>\n<p>L&rsquo;un des talons d&rsquo;Achille les plus critiques de l&rsquo;ANOVA univari\u00e9e \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es r\u00e9side dans son intransigeance absolue face aux <strong>donn\u00e9es manquantes<\/strong> (<em>missing data<\/em>). Dans les \u00e9tudes longitudinales s&rsquo;\u00e9talant sur plusieurs mois ou ann\u00e9es, l&rsquo;attrition des cohortes est un ph\u00e9nom\u00e8ne in\u00e9vitable : des patients d\u00e9m\u00e9nagent, interrompent leur participation, d\u00e9veloppent des effets secondaires ou oublient un rendez-vous d&rsquo;\u00e9valuation.<\/p>\n<p>Or, les algorithmes de l&rsquo;ANOVA g\u00e9n\u00e9rale recourent par d\u00e9faut \u00e0 la <strong>suppression par liste compl\u00e8te<\/strong> (<em>listwise deletion<\/em>). Si un participant manque une seule \u00e9valuation parmi les cinq jalons du protocole, l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 de ses donn\u00e9es \u2014 y compris les quatre \u00e9valuations rigoureusement recueillies \u2014 est impitoyablement \u00e9ject\u00e9e du mod\u00e8le de variance ! Cette h\u00e9catombe de donn\u00e9es entra\u00eene une r\u00e9duction drastique et inacceptable de la puissance statistique de l&rsquo;\u00e9tude, tout en introduisant un biais de s\u00e9lection gravissime si l&rsquo;attrition n&rsquo;est pas compl\u00e8tement al\u00e9atoire (m\u00e9canisme <em>MCAR<\/em>, Missing Completely At Random).<\/p>\n<p>Face \u00e0 cette impasse structurelle, la statistique contemporaine pr\u00e9conise de d\u00e9laisser l&rsquo;ANOVA traditionnelle au profit des <strong>Mod\u00e8les Lin\u00e9aires Mixtes<\/strong> (<em>Linear Mixed-Effects Models<\/em>, LMM ou mod\u00e8les hi\u00e9rarchiques lin\u00e9aires). Les mod\u00e8les mixtes mod\u00e9lisent les mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es comme des unit\u00e9s nich\u00e9es au sein des individus via des coefficients al\u00e9atoires (<em>random intercepts<\/em> et <em>random slopes<\/em>). Leurs atouts sont r\u00e9volutionnaires :<\/p>\n<ul>\n<li>Ils conservent l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des participants dans l&rsquo;analyse, exploitant chaque observation disponible sans supprimer l&rsquo;individu porteur d&rsquo;une valeur manquante (sous hypoth\u00e8se de donn\u00e9es manquantes ignorables <em>MAR<\/em>, Missing At Random).<\/li>\n<li>Ils tol\u00e8rent sans la moindre difficult\u00e9 des espacements temporels in\u00e9gaux d&rsquo;un patient \u00e0 l&rsquo;autre (par exemple, un sujet r\u00e9\u00e9valu\u00e9 apr\u00e8s 28 jours et un autre apr\u00e8s 35 jours).<\/li>\n<li>Ils autorisent la mod\u00e9lisation directe et explicite de structures de covariance hautement sophistiqu\u00e9es (autor\u00e9gressives d&rsquo;ordre 1 [AR(1)], Toeplitz ou non structur\u00e9es), transcendant d\u00e9finitivement les contraintes rigides de la sph\u00e9ricit\u00e9 univari\u00e9e.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>12.3 R\u00e9daction et communication des r\u00e9sultats selon les normes de l&rsquo;APA<\/h3>\n<p>La transmission des r\u00e9sultats scientifiques dans les revues \u00e0 comit\u00e9 de lecture internationales ob\u00e9it \u00e0 des normes typographiques et formelles extr\u00eamement strictes codifi\u00e9es par l&rsquo;American Psychological Association (<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/apastyle.apa.org\/\">normes APA, 7\u1d49 \u00e9dition<\/a>). Le compte rendu d&rsquo;une ANOVA \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es doit imp\u00e9rativement expliciter le mod\u00e8le test\u00e9, les statistiques descriptives, la v\u00e9rification du postulat de sph\u00e9ricit\u00e9, la statistique de test <em>F<\/em>, les degr\u00e9s de libert\u00e9 (corrig\u00e9s si n\u00e9cessaire), la valeur <em>p<\/em> exacte et l&rsquo;indice de taille d&rsquo;effet.<\/p>\n<p>Pour notre exemple pratique clinique d\u00e9velopp\u00e9 \u00e0 la section 9, la formulation textuelle standardis\u00e9e s&rsquo;\u00e9nonce comme suit :<\/p>\n<blockquote><p>\n    \u00ab Une analyse de variance (ANOVA) \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es \u00e0 un facteur a \u00e9t\u00e9 conduite afin d&rsquo;\u00e9valuer l&rsquo;impact d&rsquo;une th\u00e9rapie cognitivo-comportementale sur le niveau d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 mesur\u00e9 \u00e0 trois jalons temporels (Pr\u00e9-test, Mi-parcours, Post-test). Le postulat de sph\u00e9ricit\u00e9 a \u00e9t\u00e9 v\u00e9rifi\u00e9 et respect\u00e9 selon le test de Mauchly, <em>W<\/em> = 0,891, &chi;\u00b2(2) = 0,87, <em>p<\/em> = 0,647 (&epsilon; = 0,90). L&rsquo;analyse r\u00e9v\u00e8le un effet principal du temps hautement significatif, <em>F<\/em>(2, 10) = 340,94, <em>p<\/em> &lt; 0,001, &eta;\u00b2<sub>p<\/sub> = 0,985. Les comparaisons multiples par paires corrig\u00e9es selon la proc\u00e9dure de Bonferroni indiquent une r\u00e9duction statistiquement significative des scores moyens d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 entre le Pr\u00e9-test (<em>M<\/em> = 33,33, <em>ET<\/em> = 4,27) et le Mi-parcours (<em>M<\/em> = 28,83, <em>ET<\/em> = 3,92 ; <em>p<\/em> &lt; 0,001), ainsi qu&rsquo;entre le Mi-parcours et le Post-test final (<em>M<\/em> = 20,33, <em>ET<\/em> = 2,94 ; <em>p<\/em> &lt; 0,001). \u00bb\n<\/p><\/blockquote>\n<p>Si la sph\u00e9ricit\u00e9 avait \u00e9t\u00e9 rejet\u00e9e (par exemple <em>p<\/em> = 0,02 avec un &epsilon;<sub>GG<\/sub> = 0,68), la formulation aurait int\u00e9gr\u00e9 les degr\u00e9s de libert\u00e9 d\u00e9cimaux ajust\u00e9s :<\/p>\n<blockquote><p>\n    \u00ab Le postulat de sph\u00e9ricit\u00e9 ayant \u00e9t\u00e9 viol\u00e9 (test de Mauchly <em>W<\/em> = 0,42, <em>p<\/em> = 0,018), les degr\u00e9s de libert\u00e9 ont \u00e9t\u00e9 ajust\u00e9s via la correction de Greenhouse-Geisser (&epsilon; = 0,68). L&rsquo;effet principal du temps demeure hautement significatif, <em>F<\/em>(1,36, 6,80) = 340,94, <em>p<\/em> &lt; 0,001, &eta;\u00b2<sub>p<\/sub> = 0,985. \u00bb\n<\/p><\/blockquote>\n<p>Enfin, sur le plan de la communication graphique, les figures illustrant les trajectoires conditionnelles doivent \u00e9viter de tracer des barres d&rsquo;erreur bas\u00e9es sur l&rsquo;\u00e9cart-type ou l&rsquo;intervalle de confiance interindividuel classique. En effet, ces intervalles bruts incorporent la variance entre sujets, masquer la finesse de la manipulation intra-sujet. Il est formellement prescrit de tracer des <strong>intervalles de confiance intra-sujets<\/strong> (calcul\u00e9s selon les m\u00e9thodes standardis\u00e9es de <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/link.springer.com\/article\/10.3758\/BF03207704\">Loftus et Masson, 1994<\/a>, ou de Cousineau-Morey), qui \u00e9liminent graphiquement la variance interindividuelle et offrent une coh\u00e9rence visuelle parfaite avec le verdict du test <em>F<\/em>.<\/p>\n<h2>R\u00e9f\u00e9rences<\/h2>\n<ul>\n<li>Cohen, J. (1988). <em>Statistical power analysis for the behavioral sciences<\/em> (2nd ed.). Lawrence Erlbaum Associates. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/www.utstat.toronto.edu\/~brunner\/oldclass\/378f16\/readings\/CohenPower.pdf\">https:\/\/www.utstat.toronto.edu\/~brunner\/oldclass\/378f16\/readings\/CohenPower.pdf<\/a><\/li>\n<li>Cousineau, D. (2005). Confidence intervals in within-subject designs: A simple alternative to Loftus and Masson&rsquo;s approach. <em>Tutorials in Quantitative Methods for Psychology<\/em>, 1(1), 42-45. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.20982\/tqmp.01.1.p042\">https:\/\/doi.org\/10.20982\/tqmp.01.1.p042<\/a><\/li>\n<li>Field, A. (2018). <em>Discovering statistics using IBM SPSS statistics<\/em> (5th ed.). SAGE Publications. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/uk.sagepub.com\/en-gb\/eur\/discovering-statistics-using-ibm-spss-statistics\/book257666\">https:\/\/uk.sagepub.com\/en-gb\/eur\/discovering-statistics-using-ibm-spss-statistics\/book257666<\/a><\/li>\n<li>Greenhouse, S. W., &amp; Geisser, S. (1959). On methods in the analysis of profile data. <em>Psychometrika<\/em>, 24(2), 95-112. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1007\/BF02289823\">https:\/\/doi.org\/10.1007\/BF02289823<\/a><\/li>\n<li>Huynh, H., &amp; Feldt, L. S. (1976). Estimation of the Box correction for degrees of freedom from sample data in randomized block and split-plot designs. <em>Journal of Educational Statistics<\/em>, 1(1), 69-82. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.2307\/1164736\">https:\/\/doi.org\/10.2307\/1164736<\/a><\/li>\n<li>Loftus, G. R., &amp; Masson, M. E. (1994). Using confidence intervals in within-subject designs. <em>Psychonomic Bulletin &amp; Review<\/em>, 1(4), 476-490. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.3758\/BF03210951\">https:\/\/doi.org\/10.3758\/BF03210951<\/a><\/li>\n<li>Mauchly, J. W. (1940). Significance test for sphericity of a normal n-variate distribution. <em>The Annals of Mathematical Statistics<\/em>, 11(2), 204-209. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1214\/aoms\/1177731909\">https:\/\/doi.org\/10.1214\/aoms\/1177731909<\/a><\/li>\n<li>Maxwell, S. E., Delaney, H. D., &amp; Kelley, K. (2018). <em>Designing experiments and analyzing data: A model comparison perspective<\/em> (3rd ed.). Routledge. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.4324\/9781315642956\">https:\/\/doi.org\/10.4324\/9781315642956<\/a><\/li>\n<li>Morey, R. D. (2008). Confidence intervals from normalized data: A correction to Cousineau (2005). <em>Tutorials in Quantitative Methods for Psychology<\/em>, 4(2), 61-64. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.20982\/tqmp.04.2.p061\">https:\/\/doi.org\/10.20982\/tqmp.04.2.p061<\/a><\/li>\n<li>Tabachnick, B. G., &amp; Fidell, L. S. (2019). <em>Using multivariate statistics<\/em> (7th ed.). 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