{"id":9050,"date":"2026-10-14T18:02:25","date_gmt":"2026-10-14T18:02:25","guid":{"rendered":"http:\/\/french.arabpsychology.com\/statistics\/comment-realiser-anova-deux-facteurs-sas\/"},"modified":"2026-10-14T18:02:25","modified_gmt":"2026-10-14T18:02:25","slug":"comment-realiser-anova-deux-facteurs-sas","status":"publish","type":"psych_stat","link":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/?psych_stat=comment-realiser-anova-deux-facteurs-sas","title":{"rendered":"Comment r\u00e9aliser une ANOVA \u00e0 deux facteurs dans SAS"},"content":{"rendered":"<p>L&rsquo;analyse de variance \u00e0 deux facteurs, commun\u00e9ment d\u00e9sign\u00e9e sous l&rsquo;appellation anglo-saxonne de <em>two-way ANOVA<\/em>, constitue l&rsquo;un des piliers m\u00e9thodologiques les plus robustes et les plus r\u00e9pandus au sein du <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Mod%C3%A8le_lin%C3%A9aire_g%C3%A9n%C3%A9ral\">mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral<\/a>. Con\u00e7ue \u00e0 l&rsquo;origine par le statisticien Ronald Aylmer Fisher pour \u00e9valuer simultan\u00e9ment l&rsquo;impact de plusieurs interventions agronomiques, cette approche s&rsquo;est rapidement impos\u00e9e comme un standard incontournable dans les sciences exp\u00e9rimentales, la recherche biom\u00e9dicale, le marketing quantitatif et, tout particuli\u00e8rement, la psychologie et les sciences du comportement. En permettant d&rsquo;examiner non seulement l&rsquo;influence isol\u00e9e de deux variables explicatives cat\u00e9gorielles sur une variable d\u00e9pendante continue, mais \u00e9galement leur potentiel effet synergique ou antagoniste au travers du terme d&rsquo;interaction, l&rsquo;ANOVA factorielle transcende les limites analytiques inh\u00e9rentes \u00e0 la juxtaposition d&rsquo;analyses unifactorielles ind\u00e9pendantes.<\/p>\n<p>Dans l&rsquo;\u00e9cosyst\u00e8me du traitement des donn\u00e9es statistiques massives et hautement r\u00e9gul\u00e9es, l&rsquo;environnement SAS (<em>Statistical Analysis System<\/em>) repr\u00e9sente la r\u00e9f\u00e9rence historique et institutionnelle de pr\u00e9dilection. Gr\u00e2ce \u00e0 des proc\u00e9dures d\u00e9di\u00e9es telles que <code>PROC GLM<\/code> et <code>PROC ANOVA<\/code>, le logiciel offre une puissance de calcul matriciel, une flexibilit\u00e9 de param\u00e9trage et une pr\u00e9cision num\u00e9rique in\u00e9gal\u00e9es. Toutefois, l&rsquo;utilisation rigoureuse de SAS pour ex\u00e9cuter une analyse de variance factorielle ne se r\u00e9sume pas \u00e0 l&rsquo;\u00e9criture machinale de quelques lignes de code. Elle exige une compr\u00e9hension intime des fondements math\u00e9matiques sous-jacents, une vigilance constante quant au respect des postulats d&rsquo;application, et une ma\u00eetrise subtile de la d\u00e9composition des sommes des carr\u00e9s, particuli\u00e8rement en pr\u00e9sence de plans exp\u00e9rimentaux d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s o\u00f9 l&rsquo;orthogonalit\u00e9 des facteurs se trouve compromise.<\/p>\n<p>Ce guide exhaustif a \u00e9t\u00e9 con\u00e7u pour accompagner pas \u00e0 pas les chercheurs, les biostatisticiens et les analystes de donn\u00e9es dans la mise en \u0153uvre, l&rsquo;interpr\u00e9tation et la communication d&rsquo;une ANOVA \u00e0 deux facteurs au moyen du logiciel SAS. De la formalisation alg\u00e9brique du mod\u00e8le lin\u00e9aire aux subtilit\u00e9s syntaxiques de l&rsquo;estimation des moyennes des moindres carr\u00e9s (<em>LS-means<\/em>), en passant par les diagnostics r\u00e9siduels approfondis, les analyses d&rsquo;effets simples (<em>simple effects<\/em>) et la r\u00e9daction acad\u00e9mique conforme aux normes internationales de l&rsquo;American Psychological Association (APA 7e \u00e9dition), cet article propose une immersion m\u00e9thodologique compl\u00e8te, rigoureuse et directement applicable \u00e0 vos travaux de recherche empirique.<\/p>\n<h2>1. Fondements th\u00e9oriques et math\u00e9matiques de l&rsquo;ANOVA \u00e0 deux facteurs<\/h2>\n<h3>1.1 D\u00e9finition, objectifs et principes du mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral<\/h3>\n<p>L&rsquo;analyse de variance factorielle \u00e0 deux crit\u00e8res de classification repr\u00e9sente une extension directe et naturelle de l&rsquo;analyse de variance \u00e0 un facteur. Alors que l&rsquo;ANOVA simple se borne \u00e0 \u00e9valuer l&rsquo;impact d&rsquo;une unique variable nominale ou ordinale d\u00e9coup\u00e9e en plusieurs modalit\u00e9s sur une r\u00e9ponse quantitative continue, l&rsquo;ANOVA \u00e0 deux facteurs permet d&rsquo;int\u00e9grer conjointement deux dimensions explicatives au sein d&rsquo;un m\u00eame dispositif analytique. Cette d\u00e9marche s&rsquo;inscrit pleinement dans le cadre du mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral, qui postule que toute observation quantitative individuelle peut \u00eatre d\u00e9compos\u00e9e en une somme pond\u00e9r\u00e9e d&rsquo;effets constants associ\u00e9s aux cat\u00e9gories d&rsquo;appartenance de l&rsquo;individu, augment\u00e9e d&rsquo;une composante al\u00e9atoire r\u00e9siduelle inexpliqu\u00e9e repr\u00e9sentant l&rsquo;erreur de mesure et les variations interindividuelles fortuites.<\/p>\n<p>Sur le plan fondamental de la th\u00e9orie statistique, le principe cardinal de l&rsquo;ANOVA repose sur la partition m\u00e9thodique de la variance totale observ\u00e9e au sein de l&rsquo;\u00e9chantillon. La variabilit\u00e9 globale de la variable d\u00e9pendante est fractionn\u00e9e en sous-composantes additives et mutuellement exclusives : la variance attribuable au premier facteur principal (not\u00e9 arbitrairement facteur A), la variance attribuable au second facteur principal (facteur B), la variance imputable \u00e0 l&rsquo;interaction conjointe des deux facteurs (produit crois\u00e9 A \u00d7 B), et la variance intra-groupe ou r\u00e9siduelle. Cette d\u00e9composition analytique permet d&rsquo;\u00e9valuer dans quelle mesure la dispersion des moyennes cellulaires s&rsquo;\u00e9loigne de ce qui serait attendu sous le seul effet des fluctuations al\u00e9atoires d&rsquo;\u00e9chantillonnage.<\/p>\n<p>L&rsquo;\u00e9criture math\u00e9matique formelle du mod\u00e8le lin\u00e9aire factoriel pour deux facteurs ind\u00e9pendants \u00e0 effets fixes s&rsquo;exprime traditionnellement de la mani\u00e8re suivante pour chaque observation individuelle :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"Y_{ijk} = \\mu + \\alpha_i + \\beta_j + (\\alpha\\beta)_{ij} + \\epsilon_{ijk}\">$$Y_{ijk} = \\mu + \\alpha_i + \\beta_j + (\\alpha\\beta)_{ij} + \\epsilon_{ijk}$$<\/span><\/p>\n<p>Dans cette \u00e9quation param\u00e9trique :<\/p>\n<ul>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"Y_{ijk}\">$Y_{ijk}$<\/span> repr\u00e9sente la valeur quantifi\u00e9e de la variable d\u00e9pendante mesur\u00e9e pour le <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"k\">$k$<\/span>-i\u00e8me individu appartenant \u00e0 la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"i\">$i$<\/span>-i\u00e8me modalit\u00e9 du facteur A et \u00e0 la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"j\">$j$<\/span>-i\u00e8me modalit\u00e9 du facteur B.<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\mu\">$\\mu$<\/span> d\u00e9signe la moyenne g\u00e9n\u00e9rale th\u00e9orique (ou grand mean) de l&rsquo;ensemble de la population de r\u00e9f\u00e9rence.<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha_i\">$\\alpha_i$<\/span> correspond \u00e0 l&rsquo;effet fixe sp\u00e9cifique induit par l&rsquo;appartenance \u00e0 la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"i\">$i$<\/span>-i\u00e8me modalit\u00e9 du facteur A, mesur\u00e9 sous la contrainte d&rsquo;identifiabilit\u00e9 usuelle <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sum \\alpha_i = 0\">$\\sum \\alpha_i = 0$<\/span>.<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\beta_j\">$\\beta_j$<\/span> symbolise l&rsquo;effet fixe propre rattach\u00e9 \u00e0 la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"j\">$j$<\/span>-i\u00e8me modalit\u00e9 du facteur B, satisfaisant la contrainte <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sum \\beta_j = 0\">$\\sum \\beta_j = 0$<\/span>.<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(\\alpha\\beta)_{ij}\">$(\\alpha\\beta)_{ij}$<\/span> mat\u00e9rialise le terme d&rsquo;interaction bidimensionnelle entre la modalit\u00e9 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"i\">$i$<\/span> du facteur A et la modalit\u00e9 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"j\">$j$<\/span> du facteur B, refl\u00e9tant l&rsquo;\u00e9cart entre la r\u00e9ponse observ\u00e9e et la stricte additivit\u00e9 des effets principaux, sous les contraintes marginales <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sum_i (\\alpha\\beta)_{ij} = 0\">$\\sum_i (\\alpha\\beta)_{ij} = 0$<\/span> et <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sum_j (\\alpha\\beta)_{ij} = 0\">$\\sum_j (\\alpha\\beta)_{ij} = 0$<\/span>.<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\epsilon_{ijk}\">$\\epsilon_{ijk}$<\/span> incarne le terme d&rsquo;erreur r\u00e9siduelle stochastique, suppos\u00e9 ind\u00e9pendant et identiquement distribu\u00e9 selon une loi normale centr\u00e9e d&rsquo;esp\u00e9rance nulle et de variance constante <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sigma^2\">$\\sigma^2$<\/span>, soit <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\epsilon_{ijk} \\sim \\mathcal{N}(0, \\sigma^2)\">$\\epsilon_{ijk} \\sim \\mathcal{N}(0, \\sigma^2)$<\/span>.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Sur cette base structurelle, le chercheur formule trois s\u00e9ries distinctes d&rsquo;hypoth\u00e8ses statistiques bivalentes. Pour le premier effet principal, l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle stipule l&rsquo;\u00e9galit\u00e9 parfaite des moyennes marginales du facteur A :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"H_0^{(A)} : \\alpha_1 = \\alpha_2 = dots = \\alpha_I = 0 \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(A)} : \\exists , i \\text{ tel que } \\alpha_i \\neq 0\">$$H_0^{(A)} : \\alpha_1 = \\alpha_2 = dots = \\alpha_I = 0 \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(A)} : \\exists , i \\text{ tel que } \\alpha_i \\neq 0$$<\/span><\/p>\n<p>De mani\u00e8re analogue, l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle relative au second effet principal pose l&rsquo;invariance des effets marginaux du facteur B :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"H_0^{(B)} : \\beta_1 = \\beta_2 = dots = \\beta_J = 0 \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(B)} : \\exists , j \\text{ tel que } \\beta_j \\neq 0\">$$H_0^{(B)} : \\beta_1 = \\beta_2 = dots = \\beta_J = 0 \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(B)} : \\exists , j \\text{ tel que } \\beta_j \\neq 0$$<\/span><\/p>\n<p>Enfin, l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle relative au terme d&rsquo;interaction postule la stricte additivit\u00e9 lin\u00e9aire des influences des deux facteurs, signifiant qu&rsquo;aucun ajustement conjoint sp\u00e9cifique n&rsquo;est requis au niveau des cellules factorielles :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"H_0^{(AB)} : (\\alpha\\beta)_{ij} = 0 \\quad \\forall , (i,j) \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(AB)} : \\exists , (i,j) \\text{ tel que } (\\alpha\\beta)_{ij} \\neq 0\">$$H_0^{(AB)} : (\\alpha\\beta)_{ij} = 0 \\quad \\forall , (i,j) \\quad \\text{contre} \\quad H_1^{(AB)} : \\exists , (i,j) \\text{ tel que } (\\alpha\\beta)_{ij} \\neq 0$$<\/span><\/p>\n<h3>1.2 Distinction conceptuelle entre effets principaux et effets d&rsquo;interaction<\/h3>\n<p>La distinction conceptuelle entre effets principaux et effets d&rsquo;interaction constitue le c\u0153ur \u00e9pist\u00e9mologique de l&rsquo;analyse factorielle. Un effet principal quantifie l&rsquo;influence moyenne globale et isol\u00e9e d&rsquo;un facteur exp\u00e9rimental sur la variable d\u00e9pendante, calcul\u00e9e en agr\u00e9geant l&rsquo;ensemble des donn\u00e9es par-dessus les modalit\u00e9s du second facteur. Autrement dit, l&rsquo;effet principal du facteur A \u00e9value si les moyennes marginales associ\u00e9es \u00e0 chaque niveau de A diff\u00e8rent significativement les unes des autres, comme si le facteur B n&rsquo;existait pas ou \u00e9tait maintenu parfaitement constant par homog\u00e9n\u00e9isation statistique. Cette m\u00e9trique offre une vue panoramique de l&rsquo;impact moyen d&rsquo;une variable de classification dans la population \u00e9tudi\u00e9e.<\/p>\n<p>\u00c0 l&rsquo;inverse, l&rsquo;effet d&rsquo;interaction traduit une r\u00e9alit\u00e9 beaucoup plus nuanc\u00e9e : il signale formellement que l&rsquo;impact d&rsquo;un facteur sur la variable r\u00e9ponse ne demeure pas invariant, mais varie en magnitude ou en direction selon le niveau sp\u00e9cifique occup\u00e9 par le second facteur. L&rsquo;interaction capture ainsi la non-additivit\u00e9 des effets. D&rsquo;un point de vue clinique ou sociologique, cela signifie par exemple que l&rsquo;efficacit\u00e9 d&rsquo;un traitement pharmacologique (facteur A) d\u00e9pend \u00e9troitement de la tranche d&rsquo;\u00e2ge ou du profil g\u00e9n\u00e9tique des patients (facteur B), rendant illusoire toute conclusion uniforme et universelle qui occulterait cette contingence.<\/p>\n<p>Il existe une hi\u00e9rarchie interpr\u00e9tative universellement admise dans la communaut\u00e9 des biostatisticiens : l&rsquo;examen critique du terme d&rsquo;interaction doit imp\u00e9rativement pr\u00e9c\u00e9der l&rsquo;interpr\u00e9tation des effets principaux. En effet, en pr\u00e9sence d&rsquo;une interaction statistiquement significative et de grande magnitude, les effets principaux peuvent \u00eatre profond\u00e9ment trompeurs, voire d\u00e9pourvus de toute validit\u00e9 empirique. Si les effets se compensent mutuellement selon les strates du second facteur, un effet principal peut sembler nul alors que le facteur exerce une influence d\u00e9terminante mais oppos\u00e9e d&rsquo;un sous-groupe \u00e0 l&rsquo;autre. Inversement, un effet principal fortement significatif peut n&rsquo;\u00eatre tir\u00e9 que par une seule cellule factorielle atypique.<\/p>\n<p>Dans ce cadre, la litt\u00e9rature m\u00e9thodologique op\u00e8re une diff\u00e9renciation formelle entre les interactions dites ordinales et les interactions d\u00e9sordinales :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>L&rsquo;interaction ordinale :<\/strong> les profils de r\u00e9ponse repr\u00e9sent\u00e9s graphiquement ne sont pas parall\u00e8les, refl\u00e9tant une modulation de l&rsquo;intensit\u00e9 de l&rsquo;effet, mais les lignes de pente ne se croisent jamais. La hi\u00e9rarchie relative entre les modalit\u00e9s du premier facteur demeure inchang\u00e9e quel que soit le niveau du second facteur. Dans une telle configuration, l&rsquo;effet principal conserve une signification pratique directionnelle incontestable, bien que son amplitude doive \u00eatre modul\u00e9e lors du compte-rendu.<\/li>\n<li><strong>L&rsquo;interaction d\u00e9sordinale (ou crois\u00e9e) :<\/strong> les courbes de moyennes se coupent franchement sur le graphique factoriel. La direction m\u00eame de l&rsquo;effet s&rsquo;inverse en fonction des niveaux de l&rsquo;autre variable : un traitement s&rsquo;av\u00e8re sup\u00e9rieur chez les hommes mais inf\u00e9rieur chez les femmes. Face \u00e0 une interaction d\u00e9sordinale majeure, l&rsquo;interpr\u00e9tation isol\u00e9e des effets principaux devient m\u00e9thodologiquement invalide et potentiellement dangereuse dans la prise de d\u00e9cision th\u00e9rapeutique ou manag\u00e9riale.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>1.3 Pertinence m\u00e9thodologique en psychologie et sciences du comportement<\/h3>\n<p>Dans les disciplines empiriques explorant la complexit\u00e9 de l&rsquo;esprit et des interactions humaines, \u00e0 l&rsquo;instar de la psychologie cognitive, de la neuropsychologie, de la psychiatrie et des sciences organisationnelles, la causalit\u00e9 unifactorielle simple s&rsquo;av\u00e8re presque toujours insuffisante pour mod\u00e9liser la r\u00e9alit\u00e9 ph\u00e9nom\u00e9nologique. Les comportements humains \u00e9mergent en effet constamment du croisement dynamique entre des variables dispositionnelles internes (traits de personnalit\u00e9, vuln\u00e9rabilit\u00e9 g\u00e9n\u00e9tique, statut cognitif basal) et des variables situationnelles externes (stress environnemental, type de consigne exp\u00e9rimentale, nature de l&rsquo;amorce contextuelle). L&rsquo;ANOVA \u00e0 deux facteurs offre le cadre analytique parfait pour formaliser ces mod\u00e8les interactionnistes classiques, popularis\u00e9s notamment par les th\u00e9ories diath\u00e8se-stress.<\/p>\n<p>Au-del\u00e0 de la d\u00e9couverte de synergies conceptuelles, l&rsquo;int\u00e9gration d&rsquo;un second facteur dans un plan d&rsquo;exp\u00e9rience r\u00e9pond \u00e0 un imp\u00e9ratif m\u00e9thodologique crucial : le contr\u00f4le statistique des variables parasites et la neutralisation des <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Facteur_de_confusion\">facteurs de confusion<\/a>. Lorsqu&rsquo;une variable d&rsquo;arri\u00e8re-plan susceptible d&rsquo;influencer la r\u00e9ponse \u2014 comme le sexe biologique, le niveau sociod\u00e9mographique ou le centre d&rsquo;inclusion clinique \u2014 est explicitement int\u00e9gr\u00e9e comme facteur de stratification dans le mod\u00e8le lin\u00e9aire, sa contribution \u00e0 la variabilit\u00e9 de la variable r\u00e9ponse est math\u00e9matiquement isol\u00e9e et retir\u00e9e de la variance r\u00e9siduelle.<\/p>\n<p>Cette \u00e9limination calculatoire de la variance parasite entra\u00eene un b\u00e9n\u00e9fice direct et imm\u00e9diat sur la performance de l&rsquo;appareil inf\u00e9rentiel : l&rsquo;optimisation drastique de la puissance statistique. En r\u00e9duisant la somme des carr\u00e9s de l&rsquo;erreur au d\u00e9nominateur du ratio de Fisher (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>), la valeur observ\u00e9e du test augmente m\u00e9caniquement pour un effet principal donn\u00e9. L&rsquo;analyste se dote ainsi d&rsquo;une capacit\u00e9 consid\u00e9rablement accrue \u00e0 rejeter l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle lorsqu&rsquo;elle est effectivement fausse, sans pour autant devoir gonfler d\u00e9mesur\u00e9ment la taille globale de sa cohorte exp\u00e9rimentale. La formalisation multifactorielle maximise donc le rendement informationnel de chaque observation recueillie.<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img fetchpriority=\"high\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovasas5.jpg\" alt=\"\" \/><\/figure>\n<h2>2. Conditions d&rsquo;application et postulats statistiques pr\u00e9alables<\/h2>\n<h3>2.1 L&rsquo;hypoth\u00e8se de normalit\u00e9 distributionnelle des r\u00e9sidus<\/h3>\n<p>L&rsquo;inf\u00e9rence param\u00e9trique adoss\u00e9e \u00e0 l&rsquo;analyse de variance repose sur la d\u00e9rivation de lois de probabilit\u00e9s exactes r\u00e9gies par le ratio de deux distributions de khi-deux ind\u00e9pendantes. Cette \u00e9l\u00e9gante m\u00e9canique math\u00e9matique requiert imp\u00e9rativement que la variable d\u00e9pendante suive une loi normale au sein de chacune des populations sous-jacentes d\u00e9finies par les cellules du plan factoriel, ce qui \u00e9quivaut rigoureusement \u00e0 postuler la normalit\u00e9 de la distribution des erreurs r\u00e9siduelles du mod\u00e8le global.<\/p>\n<p>Le test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> de Fisher pr\u00e9sente une sensibilit\u00e9 diff\u00e9rentielle aux \u00e9carts \u00e0 la normalit\u00e9 selon la nature de la distorsion. Il s&rsquo;av\u00e8re mod\u00e9r\u00e9ment vuln\u00e9rable aux asym\u00e9tries prononc\u00e9es (<em>skewness<\/em>), qui d\u00e9placent la moyenne cellulaire \u00e0 distance de la m\u00e9diane et faussent l&rsquo;estimation de l&rsquo;erreur quadratique, mais se montre particuli\u00e8rement sensible aux anomalies d&rsquo;aplatissement (<em>kurtosis<\/em>). La pr\u00e9sence de distributions leptokurtiques, caract\u00e9ris\u00e9es par des queues \u00e9paisses et une surrepr\u00e9sentation d&rsquo;observations extr\u00eames, comprime artificiellement la variance r\u00e9siduelle moyenne tout en produisant des \u00e9carts atypiques qui augmentent le taux de faux positifs au-del\u00e0 du seuil de tol\u00e9rance nominal fix\u00e9 par le chercheur.<\/p>\n<p>Il convient n\u00e9anmoins de souligner la remarquable robustesse du mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral face aux violations mod\u00e9r\u00e9es de la normalit\u00e9, en vertu des propri\u00e9t\u00e9s asymptotiques formalis\u00e9es par le th\u00e9or\u00e8me central limite. D\u00e8s lors que les effectifs par cellule atteignent un seuil raisonnable (couramment \u00e9tabli \u00e0 au moins vingt \u00e0 trente observations par sous-groupe dans un design factoriel \u00e9quilibr\u00e9), la distribution des moyennes d&rsquo;\u00e9chantillonnage converge rapidement vers la normalit\u00e9, pr\u00e9servant la validit\u00e9 nominale des valeurs <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span> d\u00e9livr\u00e9es par la proc\u00e9dure SAS.<\/p>\n<p>Une confusion r\u00e9currente observ\u00e9e chez les praticiens juniors r\u00e9side dans l&rsquo;objet m\u00eame de l&rsquo;\u00e9valuation distributionnelle. Il est formellement erron\u00e9 d&rsquo;exiger la normalit\u00e9 de la variable d\u00e9pendante brute agr\u00e9g\u00e9e sur l&rsquo;ensemble de la cohorte. Si les facteurs du plan exercent des effets marqu\u00e9s sur la r\u00e9ponse, la distribution globale de la variable prendra in\u00e9vitablement une allure bimodale ou plurimodale. Le postulat de normalit\u00e9 ne concerne strictement que les r\u00e9sidus conditionnels intra-cellulaires, c&rsquo;est-\u00e0-dire les d\u00e9viations des individus par rapport \u00e0 la moyenne estim\u00e9e de leur groupe d&rsquo;appartenance.<\/p>\n<h3>2.2 L&rsquo;homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des variances intra-cellulaires (homosc\u00e9dasticit\u00e9)<\/h3>\n<p>Le postulat d&rsquo;homosc\u00e9dasticit\u00e9 stipule que la dispersion des erreurs al\u00e9atoires doit demeurer strictement invariable \u00e0 travers toutes les combinaisons factorielles composant le plan de recherche. En termes formels, chaque cellule <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(i,j)\">$(i,j)$<\/span> du croisement des facteurs doit \u00eatre caract\u00e9ris\u00e9e par une variance r\u00e9siduelle th\u00e9orique identique, not\u00e9e <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sigma_{ij}^2 = \\sigma^2\">$\\sigma_{ij}^2 = \\sigma^2$<\/span>. Cette exigence d\u00e9coule directement du fait que l&rsquo;ANOVA mutualise l&rsquo;ensemble des variances internes aux cellules pour forger un estimateur composite unique de l&rsquo;erreur exp\u00e9rimentale au d\u00e9nominateur du test de Fisher : le carr\u00e9 moyen r\u00e9siduel.<\/p>\n<p>La violation de cette homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 \u2014 qualifi\u00e9e d&rsquo;h\u00e9t\u00e9rosc\u00e9dasticit\u00e9 \u2014 engendre des distorsions s\u00e9v\u00e8res sur les propri\u00e9t\u00e9s inf\u00e9rentielles de l&rsquo;analyse. Lorsqu&rsquo;elle survient, l&rsquo;utilisation d&rsquo;un carr\u00e9 moyen d&rsquo;erreur combin\u00e9 ne refl\u00e8te plus ad\u00e9quatement la variabilit\u00e9 propre \u00e0 chaque groupe, ce qui conduit \u00e0 une alt\u00e9ration majeure du taux d&rsquo;erreur de premi\u00e8re esp\u00e8ce (le risque d&rsquo;erreur <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha\">$\\alpha$<\/span>). Dans certaines configurations, le test statistique devient excessivement lib\u00e9ral, d\u00e9clarant hautement significatives des diff\u00e9rences purement al\u00e9atoires ; dans d&rsquo;autres cas, il devient exag\u00e9r\u00e9ment conservateur, \u00e9touffant des effets th\u00e9rapeutiques ou psychologiques pourtant substantiels.<\/p>\n<p>Le p\u00e9ril statistique de l&rsquo;h\u00e9t\u00e9rosc\u00e9dasticit\u00e9 atteint son paroxysme lorsqu&rsquo;elle s&rsquo;articule \u00e0 un d\u00e9s\u00e9quilibre d&rsquo;effectifs entre les cellules exp\u00e9rimentales :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le cas appariement conservateur :<\/strong> lorsque les cellules \u00e0 petits effectifs pr\u00e9sentent les variances r\u00e9siduelles les plus faibles, tandis que les grandes cellules affichent une forte dispersion, le test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> devient artificiellement conservateur. La puissance statistique s&rsquo;effondre de mani\u00e8re drastique, masquant de v\u00e9ritables d\u00e9couvertes scientifiques.<\/li>\n<li><strong>Le cas appariement lib\u00e9ral :<\/strong> \u00e0 l&rsquo;inverse, si les petits groupes exp\u00e9rimentaux concentrent la plus forte variabilit\u00e9 interne tandis que les grands groupes sont tr\u00e8s homog\u00e8nes, le test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> devient dramatiquement lib\u00e9ral. Le taux de faux positifs effectif peut s&rsquo;envoler pour atteindre 15 % ou 20 % pour un seuil nominal th\u00e9orique programm\u00e9 \u00e0 5 %, induisant les investigateurs en erreur de fa\u00e7on critique.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>2.3 Ind\u00e9pendance des observations et structure d&rsquo;\u00e9chantillonnage<\/h3>\n<p>Parmi l&rsquo;ensemble des postulats probabilistes adoss\u00e9s \u00e0 l&rsquo;analyse de variance \u00e0 deux facteurs inter-sujets, celui de l&rsquo;ind\u00e9pendance mutuelle des observations constitue de loin le plus intransigeant et le moins n\u00e9gociable. Le mod\u00e8le suppose que l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle associ\u00e9e \u00e0 une mesure n&rsquo;apporte strictement aucune information quantifi\u00e9e sur l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle d&rsquo;une autre mesure. Cette condition exigeante est garantie en amont par la qualit\u00e9 de l&rsquo;architecture m\u00e9thodologique : \u00e9chantillonnage probabiliste rigoureux, recrutement non corr\u00e9l\u00e9 et <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Randomisation\">assignation al\u00e9atoire<\/a> des sujets au sein des diff\u00e9rentes conditions exp\u00e9rimentales.<\/p>\n<p>Sur le plan structural, le chercheur doit op\u00e9rer une distinction taxonomique limpide entre les facteurs inter-sujets (dits <em>between-subjects<\/em>) et les facteurs intra-sujets (dits <em>within-subjects<\/em> ou \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es). L&rsquo;ANOVA factorielle standard ex\u00e9cut\u00e9e sous la syntaxe \u00e9l\u00e9mentaire de <code>PROC GLM<\/code> requiert imp\u00e9rativement que chaque sujet statistique n&rsquo;apparaisse que dans une et une seule cellule du plan factoriel. D\u00e8s lors qu&rsquo;un m\u00eame participant est \u00e9valu\u00e9 \u00e0 plusieurs reprises dans le temps, ou qu&rsquo;il est expos\u00e9 successivement \u00e0 l&rsquo;ensemble des conditions exp\u00e9rimentales, l&rsquo;ind\u00e9pendance s&rsquo;effondre du fait de la corr\u00e9lation intra-individuelle inh\u00e9rente \u00e0 la biologie et \u00e0 la psychologie des sujets.<\/p>\n<p>La pr\u00e9sence pernicieuse d&rsquo;une structure de corr\u00e9lation non mod\u00e9lis\u00e9e \u2014 issue de mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es omises, de regroupements naturels (patients imbriqu\u00e9s au sein d&rsquo;h\u00f4pitaux, \u00e9l\u00e8ves regroup\u00e9s au sein de classes scolaires) ou de mesures longitudinales s\u00e9rielles \u2014 d\u00e9truit l&rsquo;int\u00e9grit\u00e9 du calcul des degr\u00e9s de libert\u00e9. La statistique de Fisher surestime de fa\u00e7on spectaculaire les degr\u00e9s de libert\u00e9 r\u00e9els de l&rsquo;erreur, g\u00e9n\u00e9rant une cascade d&rsquo;erreurs de type I massives. En pr\u00e9sence de telles architectures hi\u00e9rarchis\u00e9es ou corr\u00e9l\u00e9es, l&rsquo;analyste SAS se doit d&rsquo;abandonner l&rsquo;ANOVA factorielle classique \u00e0 effets fixes pour basculer vers les mod\u00e8les lin\u00e9aires mixtes impl\u00e9ment\u00e9s dans <code>PROC MIXED<\/code>.<\/p>\n<h2>3. Structuration et pr\u00e9paration des donn\u00e9es dans l&rsquo;environnement SAS<\/h2>\n<h3>3.1 Syntaxe de l&rsquo;\u00e9tape DATA et saisie directe des observations<\/h3>\n<p>L&rsquo;amorce de toute d\u00e9marche analytique au sein de l&rsquo;environnement SAS requiert la formalisation d&rsquo;une table de donn\u00e9es impeccablement structur\u00e9e au travers de la classique \u00e9tape <code>DATA<\/code>. Dans l&rsquo;architecture SAS, une observation correspond imp\u00e9rativement \u00e0 une ligne physique unique dans la table (format long), et chaque colonne repr\u00e9sente une caract\u00e9ristique sp\u00e9cifique mesur\u00e9e : les identifiants, les facteurs de classification nominale ou ordinale, et la variable d\u00e9pendante continue d&rsquo;int\u00e9r\u00eat m\u00e9trique.<\/p>\n<p>Lors de la saisie manuelle de donn\u00e9es de recherche au moyen de l&rsquo;instruction <code>INPUT<\/code>, l&rsquo;analyste doit veiller \u00e0 d\u00e9clarer explicitement le typage des variables. Les variables qualitatives destin\u00e9es \u00e0 jouer le r\u00f4le de facteurs de classification factorielle doivent \u00eatre assorties du sp\u00e9cificateur alphanum\u00e9rique dollar (<code>$<\/code>) lorsqu&rsquo;elles comportent des libell\u00e9s textuels. La variable d\u00e9pendante continue, quant \u00e0 elle, demeure purement num\u00e9rique par d\u00e9faut. L&rsquo;injection physique des valeurs est prise en charge via l&rsquo;instruction historique <code>DATALINES;<\/code> (ou son \u00e9quivalent s\u00e9mantique <code>CARDS;<\/code>).<\/p>\n<p>Afin d&rsquo;assurer la clart\u00e9 et la p\u00e9rennit\u00e9 documentaire du programme, il est hautement recommand\u00e9 d&rsquo;associer des m\u00e9tadonn\u00e9es d&rsquo;attributs d\u00e8s l&rsquo;\u00e9tape d&rsquo;initialisation. L&rsquo;instruction <code>LABEL<\/code> permet d&rsquo;assigner des descriptions textuelles \u00e9l\u00e9gantes qui seront automatiquement reproduites sur l&rsquo;ensemble des rapports et graphiques g\u00e9n\u00e9r\u00e9s ult\u00e9rieurement par les proc\u00e9dures statistiques. De surcro\u00eet, l&rsquo;instruction <code>FORMAT<\/code> peut \u00eatre mobilis\u00e9e conjointement avec une proc\u00e9dure <code>PROC FORMAT<\/code> pr\u00e9alable afin de masquer des codages num\u00e9riques bruts (par exemple 0 et 1) derri\u00e8re des \u00e9tiquettes s\u00e9mantiques explicites, garantissant ainsi l&rsquo;intelligibilit\u00e9 des sorties analytiques.<\/p>\n<p>Voici l&rsquo;illustration concr\u00e8te d&rsquo;une \u00e9tape <code>DATA<\/code> SAS configurant une recherche factorielle 2\u00d73 \u00e9valuant les scores d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 en fonction du sexe du patient et du type de protocole th\u00e9rapeutique administr\u00e9 :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for data input --><\/p>\n<p><code>DATA EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;INPUT Sexe $ Traitement $ ScoreAnxiete @@;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;LABEL Sexe = \"Sexe biologique du patient\"<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;Traitement = \"Protocole th\u00e9rapeutique exp\u00e9rimental\"<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;ScoreAnxiete = \"Score d'anxi\u00e9t\u00e9 post-intervention (STAI)\";<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;DATALINES;<br \/>\nFemme Placebo 45 Femme Placebo 48 Femme TCC 32 Femme TCC 29 Femme Mindfulness 35 Femme Mindfulness 38<br \/>\nHomme Placebo 52 Homme Placebo 50 Homme TCC 41 Homme TCC 39 Homme Mindfulness 42 Homme Mindfulness 44<br \/>\n;<br \/>\nRUN;<\/code><\/p>\n<h3>3.2 Importation et nettoyage de fichiers externes avec PROC IMPORT<\/h3>\n<p>Dans la pratique scientifique contemporaine, le recueil des donn\u00e9es s&rsquo;op\u00e8re rarement par saisie directe dans l&rsquo;\u00e9diteur de programmes SAS ; il transite plut\u00f4t par des classeurs Microsoft Excel, des fichiers tabulaires d\u00e9limit\u00e9s de type CSV, ou des extractions brutes issues d&rsquo;entrep\u00f4ts de donn\u00e9es relationnels (bases SQL, plateformes REDCap). L&rsquo;automatisation de ce processus est confi\u00e9e \u00e0 la proc\u00e9dure syst\u00e8me <code>PROC IMPORT<\/code>, con\u00e7ue pour ing\u00e9rer rapidement des matrices externes tout en tentant d&rsquo;inf\u00e9rer intelligemment la nature des colonnes.<\/p>\n<p>N\u00e9anmoins, l&rsquo;importation automatis\u00e9e n\u00e9cessite une rigueur de contr\u00f4le absolue sous peine de corrompre l&rsquo;ensemble des \u00e9tapes analytiques subs\u00e9quentes. L&rsquo;analyste doit v\u00e9rifier m\u00e9thodiquement dans la fen\u00eatre du journal (le <em>Log<\/em> SAS) qu&rsquo;aucune variable qualitative n&rsquo;a \u00e9t\u00e9 tronqu\u00e9e en raison d&rsquo;une largeur de cha\u00eene insuffisante par d\u00e9faut. Il convient \u00e9galement de veiller \u00e0 ce que les modalit\u00e9s de facteurs ne soient pas pollu\u00e9es par des h\u00e9t\u00e9rog\u00e9n\u00e9it\u00e9s typographiques silencieuses, telles que des espaces ins\u00e9cables parasites, des divergences de casse (par exemple <code>Placebo<\/code> versus <code>placebo<\/code>) ou des accents mal encod\u00e9s qui transformeraient une modalit\u00e9 unique en deux niveaux distincts aux yeux du compilateur SAS.<\/p>\n<p>Le nettoyage post-importation s&rsquo;effectue habituellement par une \u00e9tape <code>DATA<\/code> de s\u00e9curisation employant des fonctions de normalisation textuelle telles que <code>UPCASE()<\/code>, <code>STRIP()<\/code> ou <code>COMPBL()<\/code>. De surcro\u00eet, la d\u00e9tection des enregistrements redondants s&rsquo;op\u00e8re sans \u00e9quivoque via la proc\u00e9dure <code>PROC SORT<\/code> assortie de l&rsquo;option de d\u00e9duplication <code>NODUPKEY<\/code>, garantissant que chaque ligne du jeu de donn\u00e9es final corresponde rigoureusement \u00e0 un sujet statistique unique et authentique.<\/p>\n<h3>3.3 Exploration descriptive pr\u00e9liminaire du plan factoriel<\/h3>\n<p>Avant d&rsquo;engager le moindre calcul inf\u00e9rentiel param\u00e9trique, une inspection descriptive syst\u00e9matique de l&rsquo;architecture du plan d&rsquo;exp\u00e9rience s&rsquo;impose comme une r\u00e8gle de bonne pratique inali\u00e9nable. La premi\u00e8re interrogation \u00e0 laquelle l&rsquo;analyste doit r\u00e9pondre avec certitude concerne l&rsquo;\u00e9quilibre du dispositif exp\u00e9rimental. La proc\u00e9dure <code>PROC FREQ<\/code> fournit l&rsquo;outil id\u00e9al pour dresser un tableau de contingence croisant l&rsquo;ensemble des modalit\u00e9s du facteur A et du facteur B :<\/p>\n<p><code>PROC FREQ DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;TABLES Sexe * Traitement \/ LIST MISSING NOROW NOCOL NOPERCENT;<br \/>\nRUN;<\/code><\/p>\n<p>Ce diagnostic d&rsquo;effectifs cellulaires permet d&rsquo;attester sans ambigu\u00eft\u00e9 si le plan factoriel est parfaitement \u00e9quilibr\u00e9 (orthogonal), c&rsquo;est-\u00e0-dire dot\u00e9 d&rsquo;un nombre <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"n\">$n$<\/span> rigoureusement identique d&rsquo;observations dans chacune des cellules, ou s&rsquo;il s&rsquo;agit d&rsquo;un plan d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9 cons\u00e9cutif \u00e0 une attrition exp\u00e9rimentale ou \u00e0 un \u00e9chantillonnage d&rsquo;observation non contr\u00f4l\u00e9. L&rsquo;orthogonalit\u00e9 conf\u00e8re \u00e0 l&rsquo;ANOVA la propri\u00e9t\u00e9 math\u00e9matique remarquable d&rsquo;ind\u00e9pendance parfaite entre les sommes des carr\u00e9s partielles, simplifiant consid\u00e9rablement le paysage inf\u00e9rentiel.<\/p>\n<p>Dans un second temps, le calcul des indicateurs de tendance centrale et de dispersion par sous-groupe factoriel est orchestr\u00e9 via la proc\u00e9dure <code>PROC MEANS<\/code>. En ventilant les observations au moyen de l&rsquo;instruction <code>CLASS Sexe Traitement;<\/code>, SAS produit un inventaire exhaustif des effectifs valides, des moyennes arithm\u00e9tiques, des \u00e9carts-types, des erreurs-types et des intervalles de confiance pour chaque combinaison de facteurs. Cette \u00e9tape d&rsquo;exploration empirique fournit un aper\u00e7u descriptif imm\u00e9diat de la plausibilit\u00e9 de l&rsquo;interaction et permet d&rsquo;identifier visuellement d&rsquo;\u00e9ventuels d\u00e9s\u00e9quilibres flagrants de dispersion intra-cellulaire avant m\u00eame d&rsquo;engager les tests formels d&rsquo;homosc\u00e9dasticit\u00e9.<\/p>\n<h2>4. Mise en \u0153uvre de l&rsquo;ANOVA \u00e0 deux facteurs avec PROC GLM<\/h2>\n<h3>4.1 Architecture g\u00e9n\u00e9rale de l&rsquo;instruction PROC GLM<\/h3>\n<p>La proc\u00e9dure <code>PROC GLM<\/code> (<em>General Linear Model<\/em>) constitue la cl\u00e9 de vo\u00fbte logicielle de SAS pour le traitement exhaustif des mod\u00e8les d&rsquo;analyse de variance, qu&rsquo;ils soient unifactoriels, factoriels ou \u00e0 mesures r\u00e9p\u00e9t\u00e9es. Contrairement \u00e0 des outils plus \u00e9l\u00e9mentaires, <code>PROC GLM<\/code> a \u00e9t\u00e9 con\u00e7ue pour r\u00e9soudre les \u00e9quations normales associ\u00e9es au mod\u00e8le lin\u00e9aire au travers de techniques d&rsquo;inversion matricielle g\u00e9n\u00e9ralis\u00e9e, lui conf\u00e9rant une polyvalence int\u00e9grale face \u00e0 n&rsquo;importe quelle configuration d&rsquo;\u00e9chantillonnage, y compris les dispositifs hautement d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s.<\/p>\n<p>La syntaxe op\u00e9ratoire de <code>PROC GLM<\/code> s&rsquo;articule autour de directives fondamentales obligatoires :<\/p>\n<ul>\n<li>L&rsquo;instruction <code>CLASS<\/code> : elle d\u00e9clare solennellement \u00e0 SAS quelles variables explicatives doivent \u00eatre trait\u00e9es comme des variables cat\u00e9gorielles de stratification. Tout facteur qualitatif doit imp\u00e9rativement figurer dans l&rsquo;instruction <code>CLASS<\/code> sous peine d&rsquo;\u00eatre interpr\u00e9t\u00e9 \u00e0 tort comme une covariable num\u00e9rique continue au sein d&rsquo;une r\u00e9gression lin\u00e9aire simple.<\/li>\n<li>L&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code> : elle formalise la structure de l&rsquo;\u00e9quation statistique sous la forme immuable <code>VARIABLE_DEPENDANTE = EFFETS_EXPLICATIFS \/ OPTIONS;<\/code>. SAS convertit automatiquement les facteurs mentionn\u00e9s en variables indicatrices binaires (<em>dummy variables<\/em>) selon un codage matriciel par d\u00e9faut reposant sur la suppression de la derni\u00e8re modalit\u00e9 comme cat\u00e9gorie de r\u00e9f\u00e9rence.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Au-del\u00e0 de l&rsquo;estimation standard, <code>PROC GLM<\/code> permet d&rsquo;intercepter directement les r\u00e9sultats calculatoires interm\u00e9diaires. L&rsquo;instruction subsidiaire <code>OUTPUT<\/code> offre la possibilit\u00e9 d&rsquo;extraire vers une nouvelle table SAS les valeurs ajust\u00e9es par le mod\u00e8le (pr\u00e9dites) ainsi que l&rsquo;ensemble des r\u00e9sidus bruts ou studentis\u00e9s, pavant ainsi la voie \u00e0 une analyse diagnostique approfondie des hypoth\u00e8ses du mod\u00e8le statistique.<\/p>\n<p><!-- Syntax example for PROC GLM basic execution --><\/p>\n<p><code>PROC GLM DATA=EssaiClinique PLOTS=ALL;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement \/ SS3;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;OUTPUT OUT=DiagResidus PREDICTED=Y_Chapeau RESIDUALS=ResiduBrut STUDENT=ResiduStudent;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovasas6.jpg\" alt=\"two-way ANOVA in SAS\" \/><figcaption>two-way ANOVA in SAS<\/figcaption><\/figure>\n<h3>4.2 Sp\u00e9cification formelle des effets principaux et du terme d&rsquo;interaction<\/h3>\n<p>Dans l&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code> de <code>PROC GLM<\/code>, la mod\u00e9lisation formelle des effets peut \u00eatre r\u00e9dig\u00e9e selon plusieurs conventions syntaxiques rigoureusement \u00e9quivalentes sur le plan algorithmique. L&rsquo;\u00e9criture explicite compl\u00e8te \u00e9num\u00e8re individuellement les composantes factorielles : d&rsquo;abord le facteur principal <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A\">$A$<\/span>, puis le facteur principal <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"B\">$B$<\/span>, et enfin leur terme de croisement repr\u00e9sent\u00e9 par un ast\u00e9risque : <code>A B A*B<\/code>. Cette \u00e9criture s\u00e9quentielle pr\u00e9sente l&rsquo;avantage p\u00e9dagogique de rendre parfaitement apparente la hi\u00e9rarchisation des degr\u00e9s de libert\u00e9 attribu\u00e9s \u00e0 chaque terme.<\/p>\n<p>Cependant, SAS dispose d&rsquo;un op\u00e9rateur syntaxique condens\u00e9 hautement \u00e9l\u00e9gant : la barre verticale (<code>|<\/code>). En stipulant simplement <code>MODEL Y = A | B;<\/code>, le compilateur SAS interpr\u00e8te automatiquement cette directive comme une instruction d&rsquo;expansion factorielle totale. Le syst\u00e8me g\u00e9n\u00e8re automatiquement l&rsquo;ensemble des effets principaux ainsi que toutes les interactions d&rsquo;ordre sup\u00e9rieur possibles (en l&rsquo;esp\u00e8ce, l&rsquo;effet d&rsquo;interaction d&rsquo;ordre 2 <code>A*B<\/code>). Si l&rsquo;on travaillait sur un mod\u00e8le \u00e0 trois facteurs, l&rsquo;instruction <code>A | B | C<\/code> d\u00e9velopperait spontan\u00e9ment les trois effets principaux, les trois interactions d&rsquo;ordre 2 et l&rsquo;interaction triple d&rsquo;ordre 3.<\/p>\n<p>Il est fondamental de noter que dans les plans exp\u00e9rimentaux d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s, l&rsquo;ordre s\u00e9quentiel d&rsquo;entr\u00e9e des pr\u00e9dicteurs dans l&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code> influe directement sur les sommes des carr\u00e9s dites de Type I (s\u00e9quentielles), mais ne poss\u00e8de absolument aucun impact sur les sommes des carr\u00e9s de Type III (marginales), ces derni\u00e8res \u00e9tant syst\u00e9matiquement \u00e9valu\u00e9es apr\u00e8s ajustement complet pour l&rsquo;ensemble des autres termes pr\u00e9sents dans l&rsquo;\u00e9quation.<\/p>\n<p>Enfin, si une analyse empirique pr\u00e9alable solidement document\u00e9e ou des consid\u00e9rations th\u00e9oriques imp\u00e9ratives d\u00e9montrent que l&rsquo;interaction entre les deux facteurs est strictement absente (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha\\beta_{ij} = 0\">$\\alpha\\beta_{ij} = 0$<\/span>), l&rsquo;analyste a toute latitude pour estimer un mod\u00e8le factoriel purement additif en retirant d\u00e9lib\u00e9r\u00e9ment le terme crois\u00e9 de l&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code> : <code>MODEL Y = A B;<\/code>. Cette simplification structurelle r\u00e9attribue les degr\u00e9s de libert\u00e9 de l&rsquo;interaction \u00e0 la variance r\u00e9siduelle de l&rsquo;erreur, maximisant potentiellement la puissance statistique li\u00e9e aux tests des effets principaux r\u00e9siduels.<\/p>\n<h3>4.3 Comparaison m\u00e9thodologique entre PROC GLM et PROC ANOVA<\/h3>\n<p>L&rsquo;une des interrogations les plus fr\u00e9quentes des utilisateurs de SAS porte sur l&rsquo;arbitrage m\u00e9thodologique entre les proc\u00e9dures s\u0153urs <code>PROC GLM<\/code> et <code>PROC ANOVA<\/code>. Bien qu&rsquo;elles partagent une syntaxe presque jumelle, leurs fondements math\u00e9matiques sous-jacents et leurs spectres de validit\u00e9 computationnelle sont radicalement divergents.<\/p>\n<p>La proc\u00e9dure <code>PROC ANOVA<\/code> exploite des algorithmes de calcul direct formul\u00e9s sp\u00e9cifiquement pour les plans d&rsquo;exp\u00e9rience orthogonaux parfaitement \u00e9quilibr\u00e9s. Elle calcule les sommes des carr\u00e9s par simple agr\u00e9gation des moyennes des cellules, sans recourir \u00e0 l&rsquo;inversion de la matrice d&rsquo;information <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(X&#039;X)\">$(X&rsquo;X)$<\/span>. Cette optimisation technique conf\u00e8re \u00e0 <code>PROC ANOVA<\/code> une v\u00e9locit\u00e9 computationnelle exceptionnelle et une \u00e9conomie substantielle de m\u00e9moire vive lorsqu&rsquo;elle traite des bases de donn\u00e9es massives comportant des centaines de milliers de lignes, pourvu que chaque combinaison factorielle poss\u00e8de un effectif <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"n\">$n$<\/span> rigoureusement identique.<\/p>\n<p>Cependant, cette rapidit\u00e9 s&rsquo;accompagne d&rsquo;une rigidit\u00e9 fatidique : <code>PROC ANOVA<\/code> est structurellement incapable de traiter convenablement les plans \u00e0 effectifs in\u00e9gaux. D\u00e8s lors qu&rsquo;une cellule factorielle pr\u00e9sente un effectif discordant d&rsquo;une seule unit\u00e9 par rapport aux autres, l&rsquo;orthogonalit\u00e9 est an\u00e9antie, et les calculs standards de sommes des carr\u00e9s d\u00e9livr\u00e9s par <code>PROC ANOVA<\/code> deviennent math\u00e9matiquement erron\u00e9s. Pour sa part, <code>PROC GLM<\/code> utilise des algorithmes d&rsquo;inversion matricielle g\u00e9n\u00e9ralis\u00e9e (d\u00e9composition de Cholesky ou m\u00e9thode de balayage SWEEP) qui r\u00e9solvent int\u00e9gralement le syst\u00e8me sans supposer l&rsquo;orthogonalit\u00e9 du design.<\/p>\n<p>En cons\u00e9quence, la recommandation acad\u00e9mique et biostatistique universelle est sans appel : \u00e0 l&rsquo;exception de simulations massives ex\u00e9cut\u00e9es sur des plans d&rsquo;exp\u00e9rience parfaitement r\u00e9gul\u00e9s en laboratoire, l&rsquo;utilisation de <code>PROC GLM<\/code> doit \u00eatre syst\u00e9matique pour toute recherche observationnelle ou empirique en sciences humaines et de la sant\u00e9.<\/p>\n<h2>5. Ex\u00e9cution sp\u00e9cialis\u00e9e avec PROC ANOVA pour les plans \u00e9quilibr\u00e9s<\/h2>\n<h3>5.1 Conditions strictes d&rsquo;\u00e9ligibilit\u00e9 de la proc\u00e9dure PROC ANOVA<\/h3>\n<p>L&rsquo;utilisation de la proc\u00e9dure <code>PROC ANOVA<\/code> en lieu et place de <code>PROC GLM<\/code> est soumise \u00e0 des crit\u00e8res d&rsquo;admissibilit\u00e9 statistiques d&rsquo;une extr\u00eame rigueur. La condition sine qua non r\u00e9side dans l&rsquo;\u00e9galit\u00e9 parfaite des effectifs au sein de l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des cellules d\u00e9finies par le croisement factoriel :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"n_{11} = n_{12} = dots = n_{ij} = n\">$$n_{11} = n_{12} = dots = n_{ij} = n$$<\/span><\/p>\n<p>Cette stricte homom\u00e9trie cellulaire garantit la pr\u00e9servation absolue de l&rsquo;orthogonalit\u00e9 des sous-espaces vectoriels associ\u00e9s aux facteurs. Dans un dispositif orthogonal, la variabilit\u00e9 partag\u00e9e entre les facteurs est rigoureusement nulle, ce qui implique que la somme des carr\u00e9s totale du mod\u00e8le \u00e9quivaut exactement \u00e0 l&rsquo;addition arithm\u00e9tique pure des sommes des carr\u00e9s individuelles associ\u00e9es au facteur A, au facteur B et \u00e0 l&rsquo;interaction A*B.<\/p>\n<p>Lorsque cette condition est scrupuleusement honor\u00e9e, <code>PROC ANOVA<\/code> d\u00e9ploie toute son efficacit\u00e9 algorithmique. Dans le contexte de m\u00e9ga-donn\u00e9es agronomiques, industrielles ou g\u00e9nomiques o\u00f9 les plans de croisement contr\u00f4l\u00e9s g\u00e9n\u00e8rent des millions de r\u00e9plicats par bloc sans aucune perte exp\u00e9rimentale, cette proc\u00e9dure \u00e9vite la surcharge m\u00e9moire induite par l&rsquo;inversion de gigantesques matrices d&rsquo;indicatrices binaires, produisant des r\u00e9sultats instantan\u00e9s avec une consommation minimale de ressources processeur.<\/p>\n<h3>5.2 Impl\u00e9mentation syntaxique et options fondamentales<\/h3>\n<p>La mise en \u0153uvre pratique de <code>PROC ANOVA<\/code> s&rsquo;op\u00e8re selon une structure syntaxique famili\u00e8re, calqu\u00e9e sur celle des mod\u00e8les lin\u00e9aires de SAS. Les instructions ma\u00eetresses demeurent <code>CLASS<\/code> et <code>MODEL<\/code>, r\u00e9gies par les m\u00eames r\u00e8gles de sp\u00e9cification des facteurs et du croisement interactif.<\/p>\n<p>Sous <code>PROC ANOVA<\/code>, l&rsquo;instruction analytique privil\u00e9gi\u00e9e pour inspecter les r\u00e9sultats est la commande <code>MEANS<\/code>. Cette instruction permet d&rsquo;ordonner le calcul instantan\u00e9 des moyennes arithm\u00e9tiques empiriques marginales et crois\u00e9es, tout en offrant la possibilit\u00e9 de greffer directement des tests de comparaisons multiples classiques :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for PROC ANOVA --><\/p>\n<p><code>PROC ANOVA DATA=EssaiCliniqueEquilibre;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MEANS Sexe Traitement Sexe*Traitement \/ TUKEY CLDIFF;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<p>Si la proc\u00e9dure d\u00e9tecte au cours de son ex\u00e9cution le moindre \u00e9cart d&rsquo;effectif entre les cellules, le compilateur SAS \u00e9met imm\u00e9diatement un avertissement s\u00e9v\u00e8re dans le journal d&rsquo;ex\u00e9cution (<em>Log<\/em>), signalant textuellement que les donn\u00e9es sont d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9es (<em>unbalanced data<\/em>) et que les valeurs des statistiques de Fisher calcul\u00e9es ainsi que les seuils de signification <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span> associ\u00e9s ne peuvent en aucun cas \u00eatre consid\u00e9r\u00e9s comme fiables ou valides pour l&rsquo;inf\u00e9rence statistique.<\/p>\n<h3>5.3 Vuln\u00e9rabilit\u00e9 analytique face aux donn\u00e9es manquantes<\/h3>\n<p>Dans la recherche vivante impliquant des sujets humains ou des mod\u00e8les biologiques, la pr\u00e9servation d&rsquo;un \u00e9quilibre parfait d&rsquo;effectifs rel\u00e8ve le plus souvent de la fiction th\u00e9orique. L&rsquo;apparition inopin\u00e9e de donn\u00e9es manquantes, caus\u00e9e par l&rsquo;attrition des participants, la perte d&rsquo;\u00e9chantillons biologiques, le refus ponctuel de r\u00e9pondre \u00e0 un item ou un incident technique en cours de protocole, suffit \u00e0 d\u00e9truire instantan\u00e9ment l&rsquo;orthogonalit\u00e9 d&rsquo;un dispositif initialement \u00e9quilibr\u00e9.<\/p>\n<p>L&rsquo;utilisation persistante de <code>PROC ANOVA<\/code> sur des donn\u00e9es ayant subi une telle perte introduit un biais structural direct dans l&rsquo;estimation des carr\u00e9s moyens. Les sommes des carr\u00e9s fournies par cette proc\u00e9dure ne compensent pas les pond\u00e9rations diff\u00e9rentielles entre strates, ce qui entra\u00eene une confusion inextricable entre les effets principaux et le terme d&rsquo;interaction. Les sources de variation se superposent partiellement, brisant l&rsquo;ind\u00e9pendance statistique des tests de Fisher.<\/p>\n<p>D\u00e8s lors qu&rsquo;une inspection exploratoire pr\u00e9liminaire r\u00e9v\u00e8le la pr\u00e9sence de la moindre valeur omise ou d&rsquo;un d\u00e9s\u00e9quilibre quantitatif quelconque, le protocole m\u00e9thodologique impose une transition imm\u00e9diate et sans compromis vers <code>PROC GLM<\/code>. Cette derni\u00e8re prendra automatiquement en charge l&rsquo;orthogonalit\u00e9 compromise en calculant les estimateurs des moindres carr\u00e9s pond\u00e9r\u00e9s via la m\u00e9trique des sommes des carr\u00e9s partielles de Type III.<\/p>\n<h2>6. Interpr\u00e9tation approfondie des sorties statistiques de SAS<\/h2>\n<h3>6.1 Analyse du tableau global d&rsquo;ajustement du mod\u00e8le<\/h3>\n<p>L&rsquo;ex\u00e9cution de <code>PROC GLM<\/code> sous SAS engendre une s\u00e9rie de tableaux d&rsquo;affichage analytique particuli\u00e8rement denses. Le premier bloc informatif livr\u00e9 \u00e0 l&rsquo;analyste r\u00e9sume la qualit\u00e9 globale d&rsquo;ajustement du mod\u00e8le lin\u00e9aire factoriel test\u00e9 sur l&rsquo;ensemble des donn\u00e9es d&rsquo;\u00e9chantillonnage.<\/p>\n<p>Le param\u00e8tre le plus scrut\u00e9 est sans conteste le <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Coefficient_de_d%C3%A9termination\">coefficient de d\u00e9termination<\/a> (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"R^2\">$R^2$<\/span> ou <em>R-Square<\/em>). Cette grandeur sans dimension, born\u00e9e sur l&rsquo;intervalle <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"[0, 1]\">$[0, 1]$<\/span>, quantifie la proportion exacte de la variance totale de la variable d\u00e9pendante qui se trouve collectivement expliqu\u00e9e par l&rsquo;ensemble des pr\u00e9dicteurs inclus dans le mod\u00e8le (effet du facteur A, effet du facteur B et leur interaction). Un <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"R^2\">$R^2$<\/span> de 0,42 indique par exemple que 42 % de la variabilit\u00e9 globale des scores d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 est captur\u00e9e par la combinaison des variables de sexe et de traitement, les 58 % restants relevant de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle inexpliqu\u00e9e.<\/p>\n<p>Ce tableau d&rsquo;ajustement pr\u00e9sente \u00e9galement d&rsquo;autres m\u00e9triques descriptives compl\u00e9mentaires :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le coefficient de variation (<em>Coeff Var<\/em>) :<\/strong> exprim\u00e9 en pourcentage, il correspond au rapport entre l&rsquo;\u00e9cart-type r\u00e9siduel estim\u00e9 et la moyenne g\u00e9n\u00e9rale de la r\u00e9ponse, multipli\u00e9 par cent. Il \u00e9value la dispersion relative r\u00e9siduelle et constitue un excellent indicateur de la pr\u00e9cision exp\u00e9rimentale.<\/li>\n<li><strong>L&rsquo;erreur quadratique moyenne racine (<em>Root MSE<\/em>) :<\/strong> elle d\u00e9signe la racine carr\u00e9e du carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle. Elle exprime la dispersion moyenne typique des observations autour des valeurs ajust\u00e9es, directement dans l&rsquo;unit\u00e9 de mesure native de la variable d\u00e9pendante.<\/li>\n<li><strong>La moyenne g\u00e9n\u00e9rale de la variable d\u00e9pendante (<em>Mean of Response<\/em>) :<\/strong> elle mat\u00e9rialise l&rsquo;esp\u00e9rance arithm\u00e9tique globale calcul\u00e9e sans distinction de sous-groupes.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Enfin, la ligne sup\u00e9rieure de ce bloc synth\u00e9tique d\u00e9livre le test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> global du mod\u00e8le. Fond\u00e9 sur le rapport entre le carr\u00e9 moyen expliqu\u00e9 par l&rsquo;ensemble du mod\u00e8le et le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle, ce test \u00e9value l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle conjointe selon laquelle aucun des facteurs ni l&rsquo;interaction n&rsquo;exercerait d&rsquo;effet mesurable. Si la valeur de probabilit\u00e9 associ\u00e9e (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-value ou <code>Pr &gt; F<\/code>) est inf\u00e9rieure au seuil conventionnel de 0,05, l&rsquo;analyste conclut que le mod\u00e8le lin\u00e9aire pris dans son ensemble explique une part de variance statistiquement significative, autorisant la d\u00e9composition d\u00e9taill\u00e9e des effets partiels.<\/p>\n<h3>6.2 Diff\u00e9renciation critique entre sommes des carr\u00e9s de Type I et Type III<\/h3>\n<p>Le point d&rsquo;achoppement le plus complexe dans la ma\u00eetrise de l&rsquo;analyse factorielle sous SAS r\u00e9side dans l&rsquo;arbitrage fondamental entre les diff\u00e9rentes d\u00e9compositions des sommes des carr\u00e9s (<em>Sum of Squares<\/em> ou <em>SS<\/em>), mat\u00e9rialis\u00e9es dans les sorties sous les appellations respectives de <code>Type I SS<\/code> et <code>Type III SS<\/code>.<\/p>\n<p>Les sommes des carr\u00e9s de Type I sont des sommes s\u00e9quentielles hi\u00e9rarchiques. Elles \u00e9valuent l&rsquo;incr\u00e9ment de variance expliqu\u00e9 par chaque facteur au moment pr\u00e9cis o\u00f9 il est inject\u00e9 dans le mod\u00e8le, en tenant compte uniquement des termes introduits avant lui dans l&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code> :<\/p>\n<ul>\n<li>Le premier facteur list\u00e9 (disons <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A\">$A$<\/span>) est test\u00e9 de mani\u00e8re brute, comme dans une ANOVA unifactorielle, sans aucun ajustement pour <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"B\">$B$<\/span> ni pour <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A*B\">$A*B$<\/span>.<\/li>\n<li>Le second terme (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"B\">$B$<\/span>) est \u00e9valu\u00e9 pour sa contribution marginale additionnelle, apr\u00e8s avoir retir\u00e9 la part de variance pr\u00e9alablement captur\u00e9e par <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A\">$A$<\/span>.<\/li>\n<li>Le terme crois\u00e9 (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A*B\">$A*B$<\/span>) est \u00e9valu\u00e9 en dernier, conditionnellement \u00e0 la pr\u00e9sence pr\u00e9alable de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A\">$A$<\/span> et de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"B\">$B$<\/span>.<\/li>\n<\/ul>\n<p>En pr\u00e9sence d&rsquo;un plan factoriel d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9, modifier l&rsquo;ordre syntaxique des variables (en \u00e9crivant <code>MODEL Y = B A A*B;<\/code> au lieu de <code>MODEL Y = A B A*B;<\/code>) bouleverse totalement les valeurs num\u00e9riques des sommes des carr\u00e9s de Type I, ce qui rend cette approche probl\u00e9matique pour tester des hypoth\u00e8ses scientifiques autonomes.<\/p>\n<p>\u00c0 l&rsquo;oppos\u00e9, les sommes des carr\u00e9s de Type III (souvent d\u00e9sign\u00e9es sous le vocable de sommes des carr\u00e9s partielles ou marginales) reposent sur un principe d&rsquo;ajustement orthogonal complet. Chaque source de variation est \u00e9valu\u00e9e pour la part de variance sp\u00e9cifique et unique qu&rsquo;elle explique, en ajustant simultan\u00e9ment pour l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des autres composantes du mod\u00e8le, y compris les interactions d&rsquo;ordre sup\u00e9rieur. La somme des carr\u00e9s de Type III du facteur A quantifie ce que A apporte de mani\u00e8re exclusive au mod\u00e8le, apr\u00e8s avoir d\u00e9j\u00e0 pris en compte l&rsquo;effet de B et l&rsquo;effet de l&rsquo;interaction A*B.<\/p>\n<p>Dans la recherche scientifique empirique, il existe un consensus universel : seules les sommes des carr\u00e9s de Type III doivent servir de fondement d\u00e9cisionnel pour valider ou rejeter les hypoth\u00e8ses de recherche dans un plan factoriel \u00e0 deux voies. Elles garantissent une invariance stricte des r\u00e9sultats statistiques quel que soit l&rsquo;ordre arbitraire de codification des variables explicatives au clavier dans le programme SAS.<\/p>\n<p>Les Types II et IV poss\u00e8dent des champs d&rsquo;application plus sp\u00e9cialis\u00e9s : le Type II est pertinent dans des mod\u00e8les additifs stricts sans interaction pour maximiser la puissance de test des effets principaux en respectant le principe de marginalit\u00e9 hi\u00e9rarchique, tandis que le Type IV est r\u00e9serv\u00e9 aux designs exceptionnels comportant des cellules factorielles totalement vides (absence totale d&rsquo;observations dans certains sous-groupes).<\/p>\n<h3>6.3 Prise de d\u00e9cision statistique sur les tests F partiels<\/h3>\n<p>L&rsquo;examen du tableau des sommes des carr\u00e9s de Type III guide la prise de d\u00e9cision statistique rigoureuse. Pour chaque terme de l&rsquo;architecture factorielle (Facteur A, Facteur B, et Interaction A*B), SAS fournit une ligne d&rsquo;inf\u00e9rence d\u00e9taill\u00e9e comprenant :<\/p>\n<ul>\n<li>Les degr\u00e9s de libert\u00e9 (<em>DF<\/em>) : calcul\u00e9s comme <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(I - 1)\">$(I &#8211; 1)$<\/span> pour le facteur A \u00e0 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"I\">$I$<\/span> modalit\u00e9s, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(J - 1)\">$(J &#8211; 1)$<\/span> pour le facteur B \u00e0 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"J\">$J$<\/span> modalit\u00e9s, et <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"(I - 1) \\times (J - 1)\">$(I &#8211; 1) \\times (J &#8211; 1)$<\/span> pour l&rsquo;interaction crois\u00e9e.<\/li>\n<li>La somme des carr\u00e9s de Type III (<em>Type III SS<\/em>) : quantifiant la variabilit\u00e9 propre d\u00e9volue au pr\u00e9dicteur consid\u00e9r\u00e9.<\/li>\n<li>Le carr\u00e9 moyen (<em>Mean Square<\/em>) : calcul\u00e9 math\u00e9matiquement comme le quotient exact de la somme des carr\u00e9s par ses degr\u00e9s de libert\u00e9 propres (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"MS = SS \/ DF\">$MS = SS \/ DF$<\/span>).<\/li>\n<li>La statistique de Fisher (<em>F Value<\/em>) : obtenue en divisant le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;effet examin\u00e9 par le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F = MS_{effet} \/ MS_{erreur}\">$F = MS_{effet} \/ MS_{erreur}$<\/span>).<\/li>\n<li>La probabilit\u00e9 critique (<em>Pr &gt; F<\/em>) : refl\u00e9tant la probabilit\u00e9 d&rsquo;obtenir par simple fluctuation d&rsquo;\u00e9chantillonnage une valeur de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> au moins aussi extr\u00eame que celle observ\u00e9e, sous l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle d&rsquo;absence d&rsquo;effet.<\/li>\n<\/ul>\n<p>La r\u00e8gle d\u00e9cisionnelle s&rsquo;applique alors avec fermet\u00e9. Si la valeur de <code>Pr &gt; F<\/code> associ\u00e9e \u00e0 l&rsquo;effet d&rsquo;interaction <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A*B\">$A*B$<\/span> est inf\u00e9rieure au seuil alpha pr\u00e9d\u00e9termin\u00e9 (traditionnellement <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha = 0,05\">$\\alpha = 0,05$<\/span>), l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle de pure additivit\u00e9 est formellement rejet\u00e9e. L&rsquo;analyste conclut \u00e0 l&rsquo;existence d&rsquo;une interaction statistiquement significative entre les deux facteurs. D\u00e8s cet instant pr\u00e9cis, la dynamique interpr\u00e9tative est dict\u00e9e par ce constat : il est formellement proscrit de conclure directement sur les effets principaux sans avoir pr\u00e9alablement d\u00e9compos\u00e9 et explicit\u00e9 la nature exacte de cette interaction au moyen d&rsquo;analyses d&rsquo;effets simples.<\/p>\n<h2>7. D\u00e9composition et analyse d\u00e9taill\u00e9e des effets d&rsquo;interaction<\/h2>\n<h3>7.1 Diagnostic approfondie de la non-parall\u00e9lisme des r\u00e9ponses<\/h3>\n<p>La d\u00e9tection d&rsquo;une interaction statistiquement significative au sein des sorties de <code>PROC GLM<\/code> marque non pas l&rsquo;aboutissement, mais le point de d\u00e9part de l&rsquo;investigation statistique. D&rsquo;un point de vue g\u00e9om\u00e9trique et conceptuel, la pr\u00e9sence d&rsquo;une interaction se traduit graphiquement par la perte manifeste de parall\u00e9lisme entre les profils de r\u00e9ponses moyennes trac\u00e9s pour chaque niveau d&rsquo;un facteur au fil des modalit\u00e9s de l&rsquo;autre. Lorsque les lignes de profils divergent, convergent ou se croisent, la mod\u00e9lisation lin\u00e9aire additiviste cesse d&rsquo;\u00eatre op\u00e9rationnelle.<\/p>\n<p>Il est capital que le chercheur ne confonde pas la significativit\u00e9 statistique brute (l&rsquo;obtention d&rsquo;une <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur inf\u00e9rieure \u00e0 0,05) avec l&rsquo;amplitude empirique et la port\u00e9e clinique de l&rsquo;interaction mise au jour. Dans de tr\u00e8s grands \u00e9chantillons de donn\u00e9es, une d\u00e9viation infime et parfaitement triviale par rapport au parall\u00e9lisme th\u00e9orique peut g\u00e9n\u00e9rer un ratio de Fisher fortement significatif, sans pour autant alt\u00e9rer la pertinence pratique d&rsquo;une conclusion formul\u00e9e \u00e0 l&rsquo;\u00e9chelle des effets principaux. \u00c0 l&rsquo;inverse, dans de petits \u00e9chantillons exploratoires, une interaction crois\u00e9e substantielle peut \u00e9chouer de justesse \u00e0 franchir le seuil fatidique de 5 % faute d&rsquo;une puissance statistique suffisante.<\/p>\n<p>L&rsquo;erreur la plus dommageable consisterait \u00e0 poursuivre une lecture machinale des effets principaux en pr\u00e9sence d&rsquo;une interaction crois\u00e9e majeure. Conclure par exemple qu&rsquo;un antid\u00e9presseur n&rsquo;exerce \u00ab globalement aucun effet principal sur l&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 \u00bb parce que sa moyenne marginale est identique \u00e0 celle du placebo constitue une faute d&rsquo;interpr\u00e9tation grave si la d\u00e9composition cellulaire d\u00e9montre en r\u00e9alit\u00e9 que la mol\u00e9cule r\u00e9duit spectaculairement les sympt\u00f4mes chez les femmes tout en aggravant significativement la symptomatologie chez les hommes. Dans un tel sc\u00e9nario, l&rsquo;effet principal agr\u00e9g\u00e9 masque la v\u00e9rit\u00e9 empirique.<\/p>\n<h3>7.2 Analyse des effets simples conditionnels avec l&rsquo;instruction SLICE<\/h3>\n<p>Pour diss\u00e9quer avec rigueur une interaction factorielle significative, le protocole m\u00e9thodologique standard pr\u00e9conise le recours \u00e0 l&rsquo;analyse des effets simples (<em>simple effects analysis<\/em>). Un effet simple \u00e9value l&rsquo;impact sp\u00e9cifique d&rsquo;un premier facteur <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"A\">$A$<\/span> \u00e0 l&rsquo;int\u00e9rieur d&rsquo;un niveau unique et fix\u00e9 du second facteur <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"B\">$B$<\/span>. Au lieu d&rsquo;agr\u00e9ger les donn\u00e9es, le plan factoriel bidimensionnel est temporairement d\u00e9coup\u00e9 en tranches unifactorielles ind\u00e9pendantes.<\/p>\n<p>Sous SAS, l&rsquo;instruction reine d\u00e9di\u00e9e \u00e0 cette man\u0153uvre analytique au sein de <code>PROC GLM<\/code> est l&rsquo;option <code>SLICE<\/code> adoss\u00e9e \u00e0 l&rsquo;instruction des moyennes des moindres carr\u00e9s (<code>LSMEANS<\/code>). Cette syntaxe particuli\u00e8rement concise et puissante ordonne \u00e0 SAS de partitionner automatiquement la somme des carr\u00e9s de l&rsquo;interaction en sous-mod\u00e8les conditionnels :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for SLICE in PROC GLM --><\/p>\n<p><code>PROC GLM DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement \/ SS3;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;LSMEANS Sexe*Traitement \/ SLICE=Sexe SLICE=Traitement;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<p>Dans cet exemple, l&rsquo;option <code>SLICE=Sexe<\/code> commande l&rsquo;ex\u00e9cution d&rsquo;un test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> partiel examinant l&rsquo;effet du <code>Traitement<\/code> sp\u00e9cifiquement chez les femmes, puis s\u00e9par\u00e9ment chez les hommes. De mani\u00e8re r\u00e9ciproque, l&rsquo;option <code>SLICE=Traitement<\/code> teste la diff\u00e9rence entre hommes et femmes successivement sous la condition Placebo, sous TCC et sous Mindfulness. L&rsquo;avantage m\u00e9thodologique immense de <code>SLICE<\/code> par rapport \u00e0 une partition manuelle de la base de donn\u00e9es via une clause <code>BY<\/code> r\u00e9side dans le fait que <code>SLICE<\/code> utilise le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle pooled (global) du mod\u00e8le complet, pr\u00e9servant ainsi l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des degr\u00e9s de libert\u00e9 de l&rsquo;erreur et garantissant une puissance statistique maximale.<\/p>\n<p>Face \u00e0 la multiplication de ces tests d&rsquo;effets simples, l&rsquo;analyste doit n\u00e9anmoins faire preuve de circonspection quant au risque d&rsquo;inflation du taux d&rsquo;erreur de premi\u00e8re esp\u00e8ce \u00e0 l&rsquo;\u00e9chelle de l&rsquo;exp\u00e9rience, n\u00e9cessitant l&rsquo;application d&rsquo;un ajustement conservateur du seuil de d\u00e9cision (par exemple par la m\u00e9thode s\u00e9quentielle de Bonferroni-Holm).<\/p>\n<h3>7.3 Repr\u00e9sentation graphique de l&rsquo;interaction avec PROC SGPLOT<\/h3>\n<p>Bien que l&rsquo;examen des tableaux num\u00e9riques chiffr\u00e9s soit indispensable \u00e0 la validation formelle des hypoth\u00e8ses, la restitution visuelle de l&rsquo;interaction demeure le vecteur de communication le plus \u00e9loquent pour l&rsquo;esprit humain. SAS offre, au travers de la puissante proc\u00e9dure graphique <code>PROC SGPLOT<\/code>, tous les outils typographiques requis pour g\u00e9n\u00e9rer des graphiques d&rsquo;interaction r\u00e9pondant aux standards esth\u00e9tiques les plus exigeants des revues internationales \u00e0 comit\u00e9 de lecture.<\/p>\n<p>Pour construire ce graphique de profils, il convient d&rsquo;extraire pr\u00e9alablement les estimations des moyennes des moindres carr\u00e9s et leurs erreurs-types associ\u00e9es dans une table de travail via l&rsquo;option <code>ODS OUTPUT LSMEANS=TableLSMeans;<\/code> ins\u00e9r\u00e9e dans <code>PROC GLM<\/code>. Par la suite, <code>PROC SGPLOT<\/code> est mobilis\u00e9e pour tracer simultan\u00e9ment les courbes de tendances avec l&rsquo;instruction <code>SERIES<\/code> et les points de moyennes assortis de leurs intervalles de confiance \u00e0 95 % ou barres d&rsquo;erreur-type au moyen de l&rsquo;instruction <code>SCATTER<\/code> avec options d&rsquo;erreurs :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for PROC SGPLOT interaction plot --><\/p>\n<p><code>PROC SGPLOT DATA=TableLSMeans;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;SERIES X=Traitement Y=LSMean \/ GROUP=Sexe LINEATTRS=(THICKNESS=2);<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;SCATTER X=Traitement Y=LSMean \/ GROUP=Sexe YERRORLOWER=LowerCL YERRORUPPER=UpperCL<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MARKERATTRS=(SYMBOL=CircleFilled SIZE=9);<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;XAXIS LABEL=\"Modalit\u00e9 Th\u00e9rapeutique Exp\u00e9rimentale\";<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;YAXIS LABEL=\"Moyenne des Moindres Carr\u00e9s (Score STAI)\";<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;KEYLEGEND \/ TITLE=\"Sexe du Groupe\" POSITION=TOPRIGHT NOBORDER;<br \/>\nRUN;<\/code><\/p>\n<p>Ce type de restitution graphique permet d&rsquo;identifier au premier regard si l&rsquo;interaction observ\u00e9e rel\u00e8ve d&rsquo;une dynamique ordinale ou d\u00e9sordinale. La juxtaposition des barres d&rsquo;erreur donne imm\u00e9diatement corps \u00e0 la dispersion intra-cellulaire, illustrant avec clart\u00e9 la robustesse empirique des contrastes constat\u00e9s.<\/p>\n<h2>8. Tests de comparaisons multiples et analyses post-hoc dans SAS<\/h2>\n<h3>8.1 Choix m\u00e9thodologique des proc\u00e9dures d&rsquo;ajustement du taux alpha<\/h3>\n<p>D\u00e8s lors qu&rsquo;un facteur principal comportant au moins trois modalit\u00e9s ou qu&rsquo;un terme d&rsquo;interaction bidimensionnel s&rsquo;av\u00e8re statistiquement significatif au test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> global, l&rsquo;analyste se trouve confront\u00e9 \u00e0 une \u00e9nigme inf\u00e9rentielle : le test de Fisher nous indique qu&rsquo;au moins deux sous-groupes diff\u00e8rent de fa\u00e7on non fortuite, mais il demeure par nature incapable d&rsquo;identifier quelles paires de moyennes sp\u00e9cifiques s&rsquo;\u00e9cartent significativement l&rsquo;une de l&rsquo;autre. Le recours aux tests de comparaisons multiples \u2014 couramment d\u00e9nomm\u00e9s tests post-hoc \u2014 devient imp\u00e9ratif.<\/p>\n<p>Cependant, l&rsquo;ex\u00e9cution r\u00e9p\u00e9t\u00e9e de comparaisons deux \u00e0 deux non planifi\u00e9es au moyen de tests de Student classiques entra\u00eene in\u00e9vitablement le fl\u00e9au de l&rsquo;<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Probl%C3%A8me_des_comparaisons_multiples\">inflation de l&rsquo;erreur de type I<\/a> (le <em>familywise error rate<\/em>). Si l&rsquo;on r\u00e9alise par exemple six comparaisons ind\u00e9pendantes \u00e0 un seuil individuel <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha = 0,05\">$\\alpha = 0,05$<\/span>, la probabilit\u00e9 cumul\u00e9e de d\u00e9clarer \u00e0 tort au moins une diff\u00e9rence significative par pur hasard s&rsquo;\u00e9l\u00e8ve \u00e0 :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"\\alpha_{cumule} = 1 - (1 - 0,05)^6 \\approx 0,265\">$$\\alpha_{cumule} = 1 &#8211; (1 &#8211; 0,05)^6 \\approx 0,265$$<\/span><\/p>\n<p>Soit plus d&rsquo;une chance sur quatre de commettre un faux positif scientifique. Pour juguler cette d\u00e9rive probabiliste, diff\u00e9rentes strat\u00e9gies algorithmiques de correction d&rsquo;alpha ont \u00e9t\u00e9 mod\u00e9lis\u00e9es dans SAS :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>La proc\u00e9dure HSD de Tukey-Kramer (<em>Honestly Significant Difference<\/em>) :<\/strong> elle constitue le standard m\u00e9thodologique d&rsquo;excellence pour l&rsquo;ensemble des comparaisons par paires (<em>all-pairwise comparisons<\/em>). Con\u00e7ue \u00e0 l&rsquo;origine par John Tukey pour les plans \u00e9quilibr\u00e9s au travers de la distribution de l&rsquo;\u00e9tendue studentis\u00e9e, elle a \u00e9t\u00e9 \u00e9tendue math\u00e9matiquement par Kramer pour absorber les effectifs cellulaires in\u00e9gaux. Elle offre un compromis id\u00e9al entre la protection rigide du taux alpha global et le maintien d&rsquo;une puissance statistique \u00e9lev\u00e9e.<\/li>\n<li><strong>L&rsquo;ajustement de Bonferroni :<\/strong> approche hautement conservative divisant le seuil <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha\">$\\alpha$<\/span> par le nombre total de contrastes <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"k\">$k$<\/span>. Bien qu&rsquo;infaillible pour juguler les faux positifs, sa s\u00e9v\u00e9rit\u00e9 math\u00e9matique paralyse la puissance statistique d\u00e8s que le nombre de comparaisons d\u00e9passe quatre ou cinq tests. Son usage doit \u00eatre strictement r\u00e9serv\u00e9 \u00e0 un ensemble restreint de contrastes cibl\u00e9s et pr\u00e9-sp\u00e9cifi\u00e9s.<\/li>\n<li><strong>La m\u00e9thode de Scheff\u00e9 :<\/strong> m\u00e9thode d&rsquo;une robustesse math\u00e9matique absolue, elle maintient le risque global d&rsquo;erreur de premi\u00e8re esp\u00e8ce quel que soit le nombre et la complexit\u00e9 des contrastes lin\u00e9aires formul\u00e9s a posteriori (y compris des contrastes non orthogonaux complexes comparant la moyenne de deux cellules \u00e0 la moyenne de trois autres). En contrepartie de cette invuln\u00e9rabilit\u00e9 th\u00e9orique, elle s&rsquo;av\u00e8re la plus conservatrice de toutes les proc\u00e9dures, exigeant des \u00e9carts de moyennes consid\u00e9rables pour franchir le cap de la significativit\u00e9.<\/li>\n<li><strong>Le test de Dunnett :<\/strong> proc\u00e9dure sp\u00e9cialis\u00e9e con\u00e7ue sp\u00e9cifiquement pour comparer une s\u00e9rie de conditions exp\u00e9rimentales multiples contre un groupe t\u00e9moin ou contr\u00f4le unique de r\u00e9f\u00e9rence. En \u00e9vitant d&rsquo;\u00e9valuer les comparaisons mutuelles entre les groupes exp\u00e9rimentaux eux-m\u00eames, Dunnett pr\u00e9serve une puissance de test bien sup\u00e9rieure \u00e0 celle de Tukey.<\/li>\n<\/ul>\n<h3>8.2 Syntaxe et options des instructions LSMEANS et MEANS<\/h3>\n<p>Dans l&rsquo;environnement de <code>PROC GLM<\/code>, l&rsquo;ex\u00e9cution des tests de comparaisons multiples peut techniquement \u00eatre d\u00e9clench\u00e9e soit par l&rsquo;instruction historique <code>MEANS<\/code>, soit par la directive sup\u00e9rieure <code>LSMEANS<\/code>. Il existe toutefois une distinction th\u00e9orique colossale entre ces deux approches, qui trace la fronti\u00e8re entre l&rsquo;amateurisme analytique et la rigueur biostatistique professionnelle.<\/p>\n<p>L&rsquo;instruction <code>MEANS<\/code> op\u00e8re sur les moyennes arithm\u00e9tiques brutes des \u00e9chantillons. Par cons\u00e9quent, en pr\u00e9sence de plans d&rsquo;exp\u00e9rience d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s, elle calcule des contrastes pollu\u00e9s par le d\u00e9s\u00e9quilibre d\u00e9mographique des strates factorielles. \u00c0 l&rsquo;inverse, l&rsquo;instruction <code>LSMEANS<\/code> calcule les moyennes des moindres carr\u00e9s (les <em>least squares means<\/em> ou moyennes marginales estim\u00e9es), c&rsquo;est-\u00e0-dire les valeurs pr\u00e9dites par le mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral en neutralisant formellement l&rsquo;h\u00e9t\u00e9rog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des effectifs des autres facteurs et en maintenant les covariables \u00e0 leur niveau moyen th\u00e9orique. Dans toute ANOVA multifactorielle, <code>LSMEANS<\/code> est la seule instruction m\u00e9thodologiquement recevable.<\/p>\n<p>La syntaxe de configuration de <code>LSMEANS<\/code> sous <code>PROC GLM<\/code> permet d&rsquo;activer avec une extr\u00eame finesse les algorithmes d&rsquo;ajustement souhait\u00e9s via l&rsquo;option <code>ADJUST=<\/code> :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for LSMEANS options --><\/p>\n<p><code>PROC GLM DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;LSMEANS Traitement \/ ADJUST=TUKEY PDIFF=ALL CL;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;LSMEANS Sexe*Traitement \/ ADJUST=BON PDIFF=ALL CL PLOTS=(DIFFPLOT);<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<p>L&rsquo;option <code>PDIFF=ALL<\/code> enjoint \u00e0 SAS de g\u00e9n\u00e9rer une matrice carr\u00e9e exhaustive de l&rsquo;ensemble des valeurs <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span> diff\u00e9rentielles ajust\u00e9es pour chaque paire de moyennes factorielles compar\u00e9es. L&rsquo;option <code>CL<\/code> ordonne la g\u00e9n\u00e9ration simultan\u00e9e des intervalles de confiance ajust\u00e9s pour chaque diff\u00e9rence moyenne estim\u00e9e. Enfin, l&rsquo;option graphique int\u00e9gr\u00e9e <code>PLOTS=(DIFFPLOT)<\/code> ordonne au syst\u00e8me ODS Graphics de produire un diagramme de diffusion diff\u00e9rentielle visuelle particuli\u00e8rement intuitif : chaque segment traversant la ligne d&rsquo;indiff\u00e9rence z\u00e9ro signale imm\u00e9diatement une absence de divergence statistique, tandis que les segments s&rsquo;isolant hors de l&rsquo;axe central marquent les contrastes statistiquement significatifs au seuil param\u00e9tr\u00e9.<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovasas7.jpg\" alt=\"\" \/><\/figure>\n<h3>8.3 Formulation de contrastes lin\u00e9aires sp\u00e9cifiques a priori<\/h3>\n<p>Si les tests post-hoc sont indispensables dans les cadres exploratoires, la d\u00e9marche hypoth\u00e9tico-d\u00e9ductive la plus vertueuse sur le plan \u00e9pist\u00e9mologique consiste \u00e0 formuler des contrastes lin\u00e9aires a priori, \u00e9labor\u00e9s avant le recueil des observations sur la base directe du corpus th\u00e9orique \u00e9tabli. Les contrastes planifi\u00e9s pr\u00e9sentent l&rsquo;immense m\u00e9rite de maximiser la puissance statistique en s&rsquo;\u00e9pargnant les p\u00e9nalit\u00e9s d&rsquo;ajustement s\u00e9v\u00e8res inh\u00e9rentes aux comparaisons exhaustives tous azimuts.<\/p>\n<p>Un contraste lin\u00e9aire <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"L\">$L$<\/span> s&rsquo;exprime math\u00e9matiquement comme une combinaison lin\u00e9aire pond\u00e9r\u00e9e des moyennes de populations th\u00e9oriques :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"L = \\sum_{k=1}^K c_k \\mu_k \\quad \\text{a\\vec la contrainte imp\u00e9rative} \\quad \\sum_{k=1}^K c_k = 0\">$$L = \\sum_{k=1}^K c_k \\mu_k \\quad \\text{a\\vec la contrainte imp\u00e9rative} \\quad \\sum_{k=1}^K c_k = 0$$<\/span><\/p>\n<p>Deux contrastes <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"L_1 = \\sum c_k \\mu_k\">$L_1 = \\sum c_k \\mu_k$<\/span> et <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"L_2 = \\sum d_k \\mu_k\">$L_2 = \\sum d_k \\mu_k$<\/span> sont dits formellement orthogonaux si la somme du produit de leurs coefficients respectifs s&rsquo;annule : <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sum c_k d_k = 0\">$\\sum c_k d_k = 0$<\/span>. L&rsquo;orthogonalit\u00e9 garantit que les deux questions scientifiques pos\u00e9es sont totalement ind\u00e9pendantes et non redondantes au plan informationnel.<\/p>\n<p>Sous <code>PROC GLM<\/code>, la mat\u00e9rialisation de ces hypoth\u00e8ses cibl\u00e9es s&rsquo;effectue au moyen de deux instructions majeures :<\/p>\n<ul>\n<li>L&rsquo;instruction <code>CONTRAST<\/code> : elle soumet le contraste lin\u00e9aire \u00e0 un test de Fisher \u00e0 1 degr\u00e9 de libert\u00e9 (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>-test) pour trancher sur sa significativit\u00e9 statistique vis-\u00e0-vis de l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"L = 0\">$L = 0$<\/span>.<\/li>\n<li>L&rsquo;instruction <code>ESTIMATE<\/code> : compl\u00e9ment indispensable de la pr\u00e9c\u00e9dente, elle calcule l&rsquo;estimation ponctuelle chiffr\u00e9e de la diff\u00e9rence d&rsquo;effet mat\u00e9rialis\u00e9e par le contraste, son erreur-type d&rsquo;\u00e9chantillonnage, la valeur du <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"t\">$t$<\/span> de Student associ\u00e9, ainsi que son intervalle de confiance param\u00e9trique.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Voici l&rsquo;illustration d&rsquo;une syntaxe \u00e9valuant le contraste th\u00e9orique opposant sp\u00e9cifiquement le groupe Placebo \u00e0 la moyenne conjointe des deux approches psychoth\u00e9rapeutiques actives (TCC et Mindfulness) :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for CONTRAST and ESTIMATE --><\/p>\n<p><code>PROC GLM DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CONTRAST 'Placebo vs Psychoth\u00e9rapies Actives' Traitement 2 -1 -1;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;ESTIMATE 'Placebo vs Psychoth\u00e9rapies Actives' Traitement 2 -1 -1 \/ DIVISOR=2;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<p>L&rsquo;utilisation judicieuse du param\u00e8tre <code>\/ DIVISOR=2<\/code> au sein de l&rsquo;instruction <code>ESTIMATE<\/code> normalise math\u00e9matiquement les coefficients pour que l&rsquo;estimation chiffr\u00e9e finale corresponde exactement \u00e0 la diff\u00e9rence m\u00e9trique brute entre la moyenne du placebo et la moyenne moyenne combin\u00e9e des deux th\u00e9rapies, assurant une intelligibilit\u00e9 clinique imm\u00e9diate.<\/p>\n<h2>9. \u00c9valuation empirique des postulats du mod\u00e8le dans SAS<\/h2>\n<h3>9.1 Diagnostic graphique et formel de la normalit\u00e9 des r\u00e9sidus<\/h3>\n<p>La validation empirique du mod\u00e8le lin\u00e9aire factoriel ne saurait \u00eatre consid\u00e9r\u00e9e comme achev\u00e9e sans un diagnostic minutieux du respect des postulats gaussiens. Comme \u00e9tabli pr\u00e9c\u00e9demment, l&rsquo;investigation doit se focaliser exclusivement sur la distribution des erreurs r\u00e9siduelles g\u00e9n\u00e9r\u00e9es par le mod\u00e8le final. L&rsquo;extraction de ces r\u00e9sidus s&rsquo;op\u00e8re par l&rsquo;adjonction de l&rsquo;instruction <code>OUTPUT<\/code> dans la proc\u00e9dure <code>PROC GLM<\/code>, g\u00e9n\u00e9rant une nouvelle table SAS enrichie des r\u00e9sidus bruts et des r\u00e9sidus studentis\u00e9s.<\/p>\n<p>Le contr\u00f4le de la forme distributionnelle est ensuite confi\u00e9 \u00e0 la proc\u00e9dure <code>PROC UNIVARIATE<\/code>, qui d\u00e9ploie un ensemble exhaustif d&rsquo;outils analytiques graphiques et d&rsquo;indicateurs num\u00e9riques formels :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for PROC UNIVARIATE normality check --><\/p>\n<p><code>PROC UNIVARIATE DATA=DiagResidus NORMAL PLOT;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;VAR ResiduStudent;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;HISTOGRAM ResiduStudent \/ NORMAL(MU=0 SIGMA=EST) CFILL=STEEL;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;QQPLOT ResiduStudent \/ NORMAL(MU=0 SIGMA=EST) SQUARE;<br \/>\nRUN;<\/code><\/p>\n<p>L&rsquo;interpr\u00e9tation conjointe s&rsquo;appuie sur deux piliers indissociables :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le diagramme quantile-quantile (Q-Q plot) :<\/strong> il confronte les quantiles empiriques des r\u00e9sidus studentis\u00e9s aux quantiles th\u00e9oriques d&rsquo;une loi normale standard. Un alignement harmonieux et rigoureusement rectiligne des points d&rsquo;observation le long de la diagonale de r\u00e9f\u00e9rence confirme l&rsquo;ad\u00e9quation distributionnelle. Des courbures en forme de \u00ab S \u00bb signalent des d\u00e9formations d&rsquo;aplatissement (queues lourdes ou l\u00e9g\u00e8res), tandis qu&rsquo;une concavit\u00e9 unilat\u00e9rale trahit une asym\u00e9trie marqu\u00e9e.<\/li>\n<li><strong>Les tests d&rsquo;ajustement d&rsquo;hypoth\u00e8se formels :<\/strong> l&rsquo;option <code>NORMAL<\/code> d\u00e9livre les r\u00e9sultats de quatre tests statistiques d&rsquo;ajustement. Sur les cohortes de taille modeste \u00e0 mod\u00e9r\u00e9e (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"N &lt; 2000\">$N &lt; 2000$<\/span>), le test de <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Test_de_Shapiro-Wilk\">Shapiro-Wilk<\/a> (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"W\">$W$<\/span>) repr\u00e9sente le standard le plus puissant et le plus fiable. Pour les \u00e9chantillons massifs, les tests de Kolmogorov-Smirnov (modifi\u00e9 par Lilliefors), de Cram\u00e9r-von Mises et d&rsquo;Anderson-Darling compl\u00e8tent l&rsquo;\u00e9valuation. Un seuil <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &gt; 0,05\">$p &gt; 0,05$<\/span> conduit \u00e0 ne pas rejeter l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle de normalit\u00e9 r\u00e9siduelle.<\/li>\n<\/ul>\n<p>En pr\u00e9sence d&rsquo;une asym\u00e9trie s\u00e9v\u00e8re invalidant l&rsquo;inf\u00e9rence, le statisticien dispose de techniques d&rsquo;inflexion non lin\u00e9aires de la variable d\u00e9pendante d&rsquo;origine. Les transformations math\u00e9matiques traditionnelles \u2014 la fonction logarithmique naturelle <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"ln(Y)\">$ln(Y)$<\/span> pour les distributions \u00e9tir\u00e9es vers la droite, la racine carr\u00e9e <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sqrt{Y}\">$\\sqrt{Y}$<\/span> pour les donn\u00e9es de comptage poissonniennes, ou l&rsquo;inversion <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"1\/Y\">$1\/Y$<\/span> \u2014 permettent souvent de restaurer la normalit\u00e9 r\u00e9siduelle. Pour une approche syst\u00e9matis\u00e9e et automatis\u00e9e, l&rsquo;\u00e9valuation de la famille param\u00e9trique de transformations de Box-Cox via la proc\u00e9dure <code>PROC TRANSREG<\/code> identifie la valeur optimale du param\u00e8tre exponentiel <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"lambda\">$lambda$<\/span> minimisant l&rsquo;\u00e9cart \u00e0 la normalit\u00e9.<\/p>\n<h3>9.2 V\u00e9rification formelle de l&rsquo;homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des variances<\/h3>\n<p>Le contr\u00f4le de l&rsquo;homosc\u00e9dasticit\u00e9 intra-cellulaire constitue le second volet imp\u00e9ratif du diagnostic post-estimation. Sous SAS, l&rsquo;instruction ma\u00eetresse permettant de tester formellement l&rsquo;\u00e9galit\u00e9 des variances \u00e0 travers les cellules factorielles est la directive <code>HOVTEST<\/code> (<em>Homogeneity of Variance Test<\/em>), directement int\u00e9gr\u00e9e au sein de l&rsquo;instruction <code>MEANS<\/code> de <code>PROC GLM<\/code> :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for HOVTEST in PROC GLM --><\/p>\n<p><code>PROC GLM DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MEANS Sexe*Traitement \/ HOVTEST=LEVENE(TYPE=ABS);<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MEANS Sexe*Traitement \/ HOVTEST=BF;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MEANS Sexe*Traitement \/ HOVTEST=OBRIEN;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<\/code><\/p>\n<p>Le syst\u00e8me propose plusieurs variantes algorithmiques majeures du test de Levene classique :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le test de Levene original :<\/strong> il op\u00e8re une ANOVA simple sur les d\u00e9viations absolues des scores individuels par rapport \u00e0 la moyenne de leur groupe (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"|Y_{ijk} - \\bar{Y}_{ij.}|\">$|Y_{ijk} &#8211; \\bar{Y}_{ij.}|$<\/span>). Bien que r\u00e9pandu, il souffre d&rsquo;une sensibilit\u00e9 excessive \u00e0 la non-normalit\u00e9, tendant \u00e0 d\u00e9clarer les variances h\u00e9t\u00e9rog\u00e8nes d\u00e8s que les queues de distribution sont \u00e9paisses.<\/li>\n<li><strong>Le test de Brown-Forsythe (<code>HOVTEST=BF<\/code>) :<\/strong> il substitue judicieusement la m\u00e9diane cellulaire \u00e0 la moyenne arithm\u00e9tique pour le calcul des \u00e9carts absolus (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"|Y_{ijk} - \\tilde{Y}_{ij.}|\">$|Y_{ijk} &#8211; \\tilde{Y}_{ij.}|$<\/span>). Cette modification conf\u00e8re au test une robustesse exceptionnelle face aux asym\u00e9tries et aux distributions non gaussiennes. C&rsquo;est l&rsquo;indicateur de choix recommand\u00e9 dans la quasi-totalit\u00e9 des sc\u00e9narios pratiques.<\/li>\n<li><strong>Le test d&rsquo;O&rsquo;Brien (<code>HOVTEST=OBRIEN<\/code>) :<\/strong> il introduit une correction pond\u00e9r\u00e9e ajust\u00e9e sur le kurtosis empirique des cellules, convenant tout particuli\u00e8rement aux donn\u00e9es l\u00e9g\u00e8rement platykurtiques.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Si la valeur critique d\u00e9livr\u00e9e par le test de Brown-Forsythe ou de Levene pr\u00e9sente un seuil <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; 0,05\">$p &lt; 0,05$<\/span>, le postulat d&rsquo;homog\u00e9n\u00e9it\u00e9 des variances est formellement r\u00e9fut\u00e9. L&rsquo;analyste se trouve alors dans l&rsquo;obligation m\u00e9thodologique de r\u00e9cuser l&rsquo;ANOVA factorielle standard de <code>PROC GLM<\/code>. La solution de r\u00e9f\u00e9rence sous SAS consiste alors \u00e0 migrer vers la proc\u00e9dure <code>PROC MIXED<\/code>. Gr\u00e2ce \u00e0 son instruction <code>REPEATED \/ GROUP=Sexe*Traitement;<\/code>, <code>PROC MIXED<\/code> permet d&rsquo;estimer un mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ralis\u00e9 \u00e0 variances h\u00e9t\u00e9rog\u00e8nes, mod\u00e9lisant une variance r\u00e9siduelle propre <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sigma_{ij}^2\">$\\sigma_{ij}^2$<\/span> pour chaque cellule factorielle tout en ajustant automatiquement les degr\u00e9s de libert\u00e9 du d\u00e9nominateur via l&rsquo;approximation de Kenward-Roger ou de Satterthwaite.<\/p>\n<h3>9.3 D\u00e9tection et traitement des valeurs aberrantes et influentes<\/h3>\n<p>La pr\u00e9sence silencieuse d&rsquo;observations discordantes ou atypiques \u2014 commun\u00e9ment d\u00e9sign\u00e9es sous le vocable d&rsquo;<em>outliers<\/em> \u2014 peut exercer une influence d\u00e9l\u00e9t\u00e8re disproportionn\u00e9e sur les estimateurs du mod\u00e8le lin\u00e9aire factoriel, distordant dramatiquement les moyennes des moindres carr\u00e9s et gonflant artificiellement le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle. L&rsquo;identification de ces observations doit combiner l&rsquo;analyse de l&rsquo;amplitude de l&rsquo;\u00e9cart r\u00e9siduel et l&rsquo;\u00e9valuation de l&rsquo;effet de levier.<\/p>\n<p>Le diagnostic de l&rsquo;extr\u00e9misme r\u00e9siduel s&rsquo;appuie pr\u00e9f\u00e9rentiellement sur les r\u00e9sidus studentis\u00e9s externes (r\u00e9sidus jackknife ou <code>RSTUDENT<\/code> sous SAS). Contrairement au r\u00e9sidu brut, le r\u00e9sidu studentis\u00e9 externe divise l&rsquo;\u00e9cart par une erreur-type calcul\u00e9e en omettant d\u00e9lib\u00e9r\u00e9ment l&rsquo;observation concern\u00e9e. Par convention statistique rigoureuse, toute observation dont la valeur absolue du r\u00e9sidu studentis\u00e9 d\u00e9passe le seuil critique de 2 (dans les petits \u00e9chantillons) ou de 3 (dans les grands \u00e9chantillons) doit \u00eatre isol\u00e9e comme suspecte.<\/p>\n<p>Au-del\u00e0 de l&rsquo;\u00e9cart brut, il importe d&rsquo;\u00e9valuer le levier (<em>leverage<\/em>, not\u00e9 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"h_{ii}\">$h_{ii}$<\/span>) et l&rsquo;influence globale de l&rsquo;observation sur le faisceau des coefficients estim\u00e9s au moyen de la classique <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Distance_de_Cook\">distance de Cook<\/a> (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"D_i\">$D_i$<\/span>). Une distance de Cook approchant ou exc\u00e9dant la valeur seuil de 1 (ou <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"4\/N\">$4\/N$<\/span>) signale qu&rsquo;une observation unique modifie \u00e0 elle seule de fa\u00e7on substantielle l&rsquo;architecture param\u00e9trique du mod\u00e8le factoriel.<\/p>\n<p>Face \u00e0 la d\u00e9tection de cas atypiques av\u00e9r\u00e9s, l&rsquo;analyste ne doit en aucun cas proc\u00e9der \u00e0 une suppression aveugle et machinale. La premi\u00e8re d\u00e9marche exige de v\u00e9rifier dans les cahiers d&rsquo;observation l&rsquo;absence d&rsquo;une erreur de saisie typographique grossi\u00e8re. Si la valeur atypique est biologiquement ou comportementalement authentique, la conduite scientifique pr\u00e9conise l&rsquo;ex\u00e9cution d&rsquo;une analyse de sensibilit\u00e9 exhaustive : les r\u00e9sultats complets de l&rsquo;ANOVA sous <code>PROC GLM<\/code> sont pr\u00e9sent\u00e9s successivement avec l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 des donn\u00e9es, puis en excluant de mani\u00e8re transparente les cas influents. Si les conclusions substantielles et le patron d&rsquo;interaction demeurent invariants, la robustesse empirique des r\u00e9sultats s&rsquo;en trouve puissamment consolid\u00e9e.<\/p>\n<h2>10. Traitement des plans factoriels d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s et des donn\u00e9es manquantes<\/h2>\n<h3>10.1 Origine et cons\u00e9quences m\u00e9thodologiques des plans non \u00e9quilibr\u00e9s<\/h3>\n<p>Dans la recherche observationnelle ou les \u00e9tudes cliniques prospectives, le plan d&rsquo;exp\u00e9rience factoriel \u00e9quilibr\u00e9 (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"n\">$n$<\/span> identique par cellule) rel\u00e8ve d&rsquo;une exception quasi miraculeuse. La survenue d&rsquo;un d\u00e9s\u00e9quilibre quantitatif dans les effectifs cellulaires d\u00e9coule de multiples contingences empiriques incompressibles :<\/p>\n<ul>\n<li>L&rsquo;attrition exp\u00e9rimentale diff\u00e9rentielle : les participants quittent pr\u00e9matur\u00e9ment le protocole de recherche pour des motifs vari\u00e9s (d\u00e9m\u00e9nagement, intol\u00e9rance \u00e0 un principe actif, perte de motivation).<\/li>\n<li>La stratification d\u00e9mographique naturelle : lors de l&rsquo;\u00e9tude de croisements de variables non manipul\u00e9es (par exemple, Genre \u00d7 Pathologie Rare), la pr\u00e9valence \u00e9pid\u00e9miologique r\u00e9elle impose des d\u00e9s\u00e9quilibres structurels massifs qu&rsquo;il serait m\u00e9thodologiquement inopportun de forcer artificiellement.<\/li>\n<li>Les valeurs accidentellement omises : survenue d&rsquo;art\u00e9facts techniques lors de la num\u00e9risation des signaux ou d&rsquo;omissions s\u00e9lectives sur des \u00e9chelles de mesure psychom\u00e9triques.<\/li>\n<\/ul>\n<p>La cons\u00e9quence math\u00e9matique imm\u00e9diate de ce d\u00e9s\u00e9quilibre quantitatif r\u00e9side dans la destruction irr\u00e9m\u00e9diable de l&rsquo;orthogonalit\u00e9 des facteurs. Dans un design non orthogonal, les colonnes indicatrices de la matrice de mod\u00e8le <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"X\">$X$<\/span> cessent d&rsquo;\u00eatre lin\u00e9airement ind\u00e9pendantes. Les sous-espaces vectoriels associ\u00e9s aux facteurs A et B se chevauchent partiellement, ce qui signifie qu&rsquo;une portion de la variance expliqu\u00e9e de la variable d\u00e9pendante est partag\u00e9e de fa\u00e7on indissociable entre les diff\u00e9rents pr\u00e9dicteurs.<\/p>\n<p>Il en r\u00e9sulte une propri\u00e9t\u00e9 analytique troublante : la non-additivit\u00e9 des sommes des carr\u00e9s partielles. Dans un plan d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9, l&rsquo;addition arithm\u00e9tique de la somme des carr\u00e9s du facteur A, de la somme des carr\u00e9s du facteur B et de la somme des carr\u00e9s de l&rsquo;interaction n&rsquo;\u00e9gale plus la somme des carr\u00e9s totale du mod\u00e8le :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"SS_{Mod\u00e8le} \\neq SS(A) + SS(B) + SS(A*B)\">$$SS_{Mod\u00e8le} \\neq SS(A) + SS(B) + SS(A*B)$$<\/span><\/p>\n<p>L&rsquo;utilisation irr\u00e9fl\u00e9chie d&rsquo;outils de d\u00e9composition de variance classiques fond\u00e9s sur l&rsquo;orthogonalit\u00e9 engendre d\u00e8s lors des distorsions s\u00e9v\u00e8res et des calculs d&rsquo;inf\u00e9rence fallacieux.<\/p>\n<h3>10.2 Primaut\u00e9 des moyennes des moindres carr\u00e9s (LSMEANS) sur les moyennes brutes<\/h3>\n<p>L&rsquo;un des p\u00e9rils majeurs induits par les plans factoriels d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s r\u00e9side dans le pi\u00e8ge interpr\u00e9tatif g\u00e9n\u00e9r\u00e9 par l&rsquo;observation des moyennes arithm\u00e9tiques brutes (d\u00e9livr\u00e9es par exemple par une proc\u00e9dure <code>PROC MEANS<\/code> ou par l&rsquo;instruction <code>MEANS<\/code> de <code>PROC GLM<\/code>). Les moyennes simples calculent en effet le barycentre brut des observations sans tenir compte de la surrepr\u00e9sentation ou de la sous-repr\u00e9sentation d\u00e9mographique relative de certaines cellules factorielles.<\/p>\n<p>Ce ph\u00e9nom\u00e8ne d&rsquo;illusion statistique est une manifestation directe du c\u00e9l\u00e8bre <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Paradoxe_de_Simpson\">paradoxe de Simpson<\/a>. Imaginons une recherche factorielle 2\u00d72 croisant le Sexe (Hommes, Femmes) et l&rsquo;Appartenance \u00e0 une Cat\u00e9gorie Clinique (T\u00e9moins, Patients s\u00e9v\u00e8res) sur une mesure d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9. Si, en raison d&rsquo;un biais de recrutement, l&rsquo;\u00e9chantillon des femmes comprend 90 % de patientes s\u00e9v\u00e8res (hautement anxieuses) et seulement 10 % de t\u00e9moins, alors que l&rsquo;\u00e9chantillon des hommes est compos\u00e9 \u00e0 90 % de sujets t\u00e9moins tr\u00e8s calmes, la moyenne brute agr\u00e9g\u00e9e des femmes semblera consid\u00e9rablement plus \u00e9lev\u00e9e que celle des hommes, m\u00eame si, \u00e0 niveau clinique rigoureusement \u00e9quivalent, aucune diff\u00e9rence de sexe n&rsquo;existe r\u00e9ellement. La moyenne brute confond l&rsquo;effet de genre avec le d\u00e9s\u00e9quilibre d&rsquo;effectifs du statut clinique.<\/p>\n<p>C&rsquo;est pr\u00e9cis\u00e9ment pour neutraliser ce biais structural que la th\u00e9orie du mod\u00e8le lin\u00e9aire a forg\u00e9 le concept de moyennes des moindres carr\u00e9s (<em>LS-means<\/em> ou moyennes marginales estim\u00e9es). Une <em>LS-mean<\/em> est calcul\u00e9e comme la valeur pr\u00e9dite par l&rsquo;\u00e9quation du mod\u00e8le lin\u00e9aire g\u00e9n\u00e9ral pour une cellule ou une marge factorielle donn\u00e9e, sous la contrainte math\u00e9matique id\u00e9ale selon laquelle toutes les autres cellules du plan contiendraient un effectif th\u00e9oriquement \u00e9gal et \u00e9quilibr\u00e9. L&rsquo;instruction <code>LSMEANS<\/code> de <code>PROC GLM<\/code> recalcule l&rsquo;\u00e9quivalent d&rsquo;un plan exp\u00e9rimental parfaitement orthogonal et homom\u00e9trique.<\/p>\n<p>C&rsquo;est \u00e9galement cette propri\u00e9t\u00e9 d&rsquo;orthogonalisation corrective math\u00e9matique qui justifie l&rsquo;utilisation exclusive des sommes des carr\u00e9s de Type III dans les plans factoriels d\u00e9s\u00e9quilibr\u00e9s. Le test <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span> adoss\u00e9 aux <code>Type III SS<\/code> teste rigoureusement l&rsquo;\u00e9galit\u00e9 des moyennes des moindres carr\u00e9s (les <em>LS-means<\/em>) et non celle des moyennes arithm\u00e9tiques brutes pollu\u00e9es par le d\u00e9s\u00e9quilibre de l&rsquo;\u00e9chantillonnage.<\/p>\n<h3>10.3 Strat\u00e9gies face aux cellules totalement vides<\/h3>\n<p>Le degr\u00e9 ultime de complexit\u00e9 dans le traitement des plans d&rsquo;exp\u00e9rience survient lorsqu&rsquo;une ou plusieurs cellules factorielles sont totalement d\u00e9pourvues de la moindre observation empirique (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"n_{ij} = 0\">$n_{ij} = 0$<\/span>). Cette incompl\u00e9tude structurelle du design factoriel pose un d\u00e9fi math\u00e9matique insurmontable aux proc\u00e9dures standards : la matrice de variance-covariance devient structurellement singuli\u00e8re au-del\u00e0 du rang normal, et il devient rigoureusement impossible d&rsquo;estimer l&rsquo;ensemble complet des param\u00e8tres du mod\u00e8le incluant l&rsquo;interaction bidimensionnelle int\u00e9grale.<\/p>\n<p>Sous <code>PROC GLM<\/code>, la survenue de cellules vides entra\u00eene l&rsquo;\u00e9mission d&rsquo;avertissements explicites indiquant que certaines fonctions estimables ne peuvent \u00eatre calcul\u00e9es. Les sommes des carr\u00e9s de Type III cessent d&rsquo;\u00eatre invariantes face \u00e0 la param\u00e9trisation matricielle employ\u00e9e. Face \u00e0 une telle impasse m\u00e9thodologique, l&rsquo;analyste dispose de plusieurs r\u00e9orientations strat\u00e9giques formalis\u00e9es :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Le recours aux sommes des carr\u00e9s de Type IV (<code>SS4<\/code>) :<\/strong> d\u00e9velopp\u00e9es sp\u00e9cifiquement par SAS pour amortir les designs comportant des cellules manquantes, les sommes des carr\u00e9s de Type IV construisent des contrastes partiels en ignorant les cellules vides. Toutefois, la composition exacte de ces contrastes d\u00e9pend de l&rsquo;architecture sp\u00e9cifique des donn\u00e9es disponibles, ce qui rend leur interpr\u00e9tation scientifique parfois ardue et controvers\u00e9e.<\/li>\n<li><strong>La reconfiguration conceptuelle du mod\u00e8le lin\u00e9aire :<\/strong> l&rsquo;approche la plus saine sur le plan th\u00e9orique consiste souvent \u00e0 fusionner deux modalit\u00e9s s\u00e9mantiquement proches afin de repeupler la cellule vacante, ou \u00e0 supprimer temporairement du mod\u00e8le la modalit\u00e9 orpheline pour concentrer l&rsquo;ANOVA factorielle sur le sous-ensemble orthogonal du design.<\/li>\n<li><strong>Le reparam\u00e9trage en mod\u00e8le unifactoriel \u00e9quivalent (<em>Cell-Means Model<\/em>) :<\/strong> cette strat\u00e9gie \u00e9l\u00e9gante consiste \u00e0 concat\u00e9ner les deux facteurs en un facteur de classification unique comportant autant de modalit\u00e9s qu&rsquo;il y a de cellules non vides r\u00e9ellement renseign\u00e9es (par exemple, transformer un croisement 2\u00d73 amput\u00e9 d&rsquo;une cellule en un facteur simple \u00e0 5 niveaux). L&rsquo;analyste utilise ensuite l&rsquo;instruction <code>CONTRAST<\/code> pour interroger sp\u00e9cifiquement et proprement les seules hypoth\u00e8ses th\u00e9oriques demeurant biologiquement ou psychologiquement testables, sans s&rsquo;encombrer des artefacts d&rsquo;une interaction globale devenue incalculable.<\/li>\n<\/ul>\n<h2>11. Quantification de la taille de l&rsquo;effet et analyse de puissance statistique<\/h2>\n<h3>11.1 Estimation des m\u00e9triques de taille d&rsquo;effet : \u00cata-carr\u00e9 et Om\u00e9ga-carr\u00e9<\/h3>\n<p>L&rsquo;inf\u00e9rence param\u00e9trique classique guid\u00e9e par la recherche de la significativit\u00e9 statistique (la sacro-sainte <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur inf\u00e9rieure \u00e0 0,05) renseigne exclusivement sur la probabilit\u00e9 de rejeter l&rsquo;hypoth\u00e8se nulle sous l&rsquo;hypoth\u00e8se qu&rsquo;elle soit vraie ; elle ne livre en revanche strictement aucune information quant \u00e0 l&rsquo;amplitude r\u00e9elle, la force clinique ou la pertinence concr\u00e8te de l&rsquo;effet mis au jour. D\u00e8s lors, les standards \u00e9ditoriaux contemporains imposent d&rsquo;adjoindre syst\u00e9matiquement \u00e0 chaque test de Fisher une m\u00e9trique rigoureuse de la taille de l&rsquo;effet (<em>effect size<\/em>).<\/p>\n<p>Dans le p\u00e9rim\u00e8tre de l&rsquo;ANOVA factorielle \u00e0 deux voies, la m\u00e9trique descriptive la plus commun\u00e9ment exploit\u00e9e est l&rsquo;<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/fr.wikipedia.org\/wiki\/Taille_d%27effet\">\u00eata-carr\u00e9 partiel<\/a> (not\u00e9 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span> ou <em>Partial Eta Squared<\/em>). Il quantifie le ratio de la variabilit\u00e9 sp\u00e9cifiquement attribuable \u00e0 l&rsquo;effet consid\u00e9r\u00e9 rapport\u00e9 \u00e0 la somme de cette m\u00eame variabilit\u00e9 et de la variabilit\u00e9 r\u00e9siduelle inexpliqu\u00e9e, en faisant abstraction des parts de variance captur\u00e9es par les autres facteurs du mod\u00e8le :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"\\eta_p^2 = \\frac{SS_{Effet}}{SS_{Effet} + SS_{Erreur}} = \\frac{F \\times DF_{Effet}}{F \\times DF_{Effet} + DF_{Erreur}}\">$$\\eta_p^2 = \\frac{SS_{Effet}}{SS_{Effet} + SS_{Erreur}} = \\frac{F \\times DF_{Effet}}{F \\times DF_{Effet} + DF_{Erreur}}$$<\/span><\/p>\n<p>Sous <code>PROC GLM<\/code>, l&rsquo;obtention automatis\u00e9e de cette m\u00e9trique est d\u00e9clench\u00e9e sans effort en apposant l&rsquo;option <code>EFFECTSIZE<\/code> au sein de l&rsquo;instruction <code>MODEL<\/code>, ce qui ordonne \u00e0 SAS de g\u00e9n\u00e9rer une colonne d\u00e9di\u00e9e r\u00e9pertoriant les valeurs exactes de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span> ainsi que leurs intervalles de confiance param\u00e9triques associ\u00e9s.<\/p>\n<p>Toutefois, l&rsquo;\u00eata-carr\u00e9 partiel pr\u00e9sente une faiblesse math\u00e9matique majeure : il constitue un estimateur purement descriptif et syst\u00e9matiquement biais\u00e9 vers le haut dans l&rsquo;\u00e9chantillon. En pr\u00e9sence de petits effectifs d&rsquo;\u00e9chantillonnage, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span> tend \u00e0 surestimer de fa\u00e7on non n\u00e9gligeable la part r\u00e9elle de variance expliqu\u00e9e au sein de la population parente. Pour pallier cette distorsion, les m\u00e9thodologistes pr\u00e9conisent le recours \u00e0 l&rsquo;om\u00e9ga-carr\u00e9 partiel (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\omega_p^2\">$\\omega_p^2$<\/span> ou <em>Partial Omega Squared<\/em>). Cette m\u00e9trique int\u00e8gre le carr\u00e9 moyen de l&rsquo;erreur dans sa formule pour corriger le biais d&rsquo;\u00e9chantillonnage :<\/p>\n<p><span class=\"arabpsy-math-display\" data-latex=\"\\omega_p^2 = \\frac{DF_{Effet} \\times (MS_{Effet} - MS_{Erreur})}{DF_{Effet} \\times MS_{Effet} + (N - DF_{Effet}) \\times MS_{Erreur}}\">$$\\omega_p^2 = \\frac{DF_{Effet} \\times (MS_{Effet} &#8211; MS_{Erreur})}{DF_{Effet} \\times MS_{Effet} + (N &#8211; DF_{Effet}) \\times MS_{Erreur}}$$<\/span><\/p>\n<p>Pour l&rsquo;interpr\u00e9tation qualitative de ces indices dans les sciences comportementales, la communaut\u00e9 scientifique se r\u00e9f\u00e8re couramment aux rep\u00e8res heuristiques standardis\u00e9s \u00e9tablis par Jacob Cohen :<\/p>\n<ul>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 \\approx 0,01\">$\\eta_p^2 \\approx 0,01$<\/span> (ou <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\omega_p^2 \\approx 0,01\">$\\omega_p^2 \\approx 0,01$<\/span>) : Effet de faible magnitude (taille d&rsquo;effet mineure).<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 \\approx 0,06\">$\\eta_p^2 \\approx 0,06$<\/span> (ou <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\omega_p^2 \\approx 0,06\">$\\omega_p^2 \\approx 0,06$<\/span>) : Effet d&rsquo;amplitude moyenne (taille d&rsquo;effet mod\u00e9r\u00e9e).<\/li>\n<li><span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 ge 0,14\">$\\eta_p^2 ge 0,14$<\/span> (ou <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\omega_p^2 ge 0,14\">$\\omega_p^2 ge 0,14$<\/span>) : Effet de forte magnitude (taille d&rsquo;effet majeure).<\/li>\n<\/ul>\n<h3>11.2 Analyse de puissance statistique avec PROC POWER<\/h3>\n<p>La planification vertueuse d&rsquo;un protocole exp\u00e9rimental requiert imp\u00e9rativement la conduite d&rsquo;une analyse de puissance statistique <em>a priori<\/em>. La puissance statistique \u2014 formalis\u00e9e par le compl\u00e9ment de l&rsquo;erreur de deuxi\u00e8me esp\u00e8ce (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"1 - \\beta\">$1 &#8211; \\beta$<\/span>) \u2014 d\u00e9signe la probabilit\u00e9 math\u00e9matique que poss\u00e8de le test inf\u00e9rentiel de d\u00e9tecter et d\u00e9clarer statistiquement significative une diff\u00e9rence factorielle d\u00e8s lors que cette diff\u00e9rence existe v\u00e9ritablement dans la population d&rsquo;int\u00e9r\u00eat. Les recommandations internationales pr\u00e9conisent une puissance minimale conventionnelle fix\u00e9e \u00e0 0,80 (soit au moins 80 % de chances de d\u00e9tecter l&rsquo;effet th\u00e9orique attendu).<\/p>\n<p>Sous SAS, cette d\u00e9marche prospective est ex\u00e9cut\u00e9e avec une remarquable pr\u00e9cision algorithmique gr\u00e2ce \u00e0 la proc\u00e9dure d\u00e9di\u00e9e <code>PROC POWER<\/code>. Dans le cadre d&rsquo;une analyse de variance factorielle \u00e0 deux voies, l&rsquo;instruction ma\u00eetresse <code>MULTREG<\/code> ou <code>ONENOWAY<\/code> peut \u00eatre mobilis\u00e9e, mais l&rsquo;utilisation sp\u00e9cialis\u00e9e du module <code>TWOSAMPLEMEANS<\/code> ou de la syntaxe matricielle g\u00e9n\u00e9rale de <code>PROC POWER<\/code> permet de calibrer directement la taille d&rsquo;\u00e9chantillon totale requise :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for PROC POWER --><\/p>\n<p><code>PROC POWER;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MULTREG<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL = TWOWAY<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;NFULLPRED = 5<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;NTESTPRED = 2<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;RSQUAREDIFF = 0.08<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;RSQUAREFULL = 0.25<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;ALPHA = 0.05<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;POWER = 0.80<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;NTOTAL = .;<br \/>\nRUN;<\/code><\/p>\n<p>L&rsquo;attribution de la valeur point (<code>.<\/code>) \u00e0 l&rsquo;argument <code>NTOTAL<\/code> indique au compilateur SAS que la taille globale d&rsquo;\u00e9chantillon constitue la variable cible \u00e0 calculer en fonction des postulats de taille d&rsquo;effet incr\u00e9mentale (<code>RSQUAREDIFF<\/code>) et de risque d&rsquo;erreur <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\alpha\">$\\alpha$<\/span> sp\u00e9cifi\u00e9s en amont.<\/p>\n<p>Il importe en revanche de formuler une mise en garde m\u00e9thodologique formelle \u00e0 l&rsquo;encontre de la pratique de l&rsquo;analyse de puissance dite \u00ab <em>a posteriori<\/em> \u00bb (calcul\u00e9e apr\u00e8s coup sur la base des donn\u00e9es recueillies et de la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur obtenue). Les math\u00e9maticiens et les statisticiens ont formellement d\u00e9montr\u00e9 que la puissance post-hoc ne constitue qu&rsquo;une transformation monotone directe de la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur d&rsquo;observation (le \u00ab sophisme du joueur \u00bb). Elle n&rsquo;apporte strictement aucune information scientifique nouvelle et doit \u00eatre rigoureusement bannie des publications acad\u00e9miques au profit du calcul transparent d&rsquo;intervalles de confiance autour des tailles d&rsquo;effet empiriques.<\/p>\n<h3>11.3 Pertinence clinique et psychologique versus significativit\u00e9 statistique<\/h3>\n<p>La confusion intellectuelle entre significativit\u00e9 statistique et pertinence substantielle constitue l&rsquo;un des \u00e9cueils majeurs de la science quantifi\u00e9e contemporaine. En vertu des propri\u00e9t\u00e9s intrins\u00e8ques de l&rsquo;erreur-type, qui d\u00e9cro\u00eet m\u00e9caniquement en fonction de la racine carr\u00e9e de la taille d&rsquo;\u00e9chantillon (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\sigma \/ \\sqrt{n}\">$\\sigma \/ \\sqrt{n}$<\/span>), n&rsquo;importe quelle diff\u00e9rence empirique microscopique et rigoureusement d\u00e9nu\u00e9e de sens pratique finira in\u00e9luctablement par \u00eatre d\u00e9clar\u00e9e hautement significative (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; 0,001\">$p &lt; 0,001$<\/span>) si l&rsquo;analyste mobilise un jeu de donn\u00e9es massif comprenant des dizaines ou des centaines de milliers d&rsquo;enregistrements.<\/p>\n<p>\u00c0 l&rsquo;inverse, dans le cadre d&rsquo;essais cliniques portant sur des pathologies rares ou de recherches neuropsychologiques complexes limit\u00e9es \u00e0 quelques dizaines de patients, une divergence d&rsquo;amplitude majeure \u2014 traduisant par exemple un gain substantiel de r\u00e9mission th\u00e9rapeutique \u2014 peut \u00e9chouer \u00e0 franchir le cap nominal de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = 0,05\">$p = 0,05$<\/span> par simple manque de puissance d&rsquo;\u00e9chantillonnage. Le chercheur chevronn\u00e9 se doit donc de dissocier herm\u00e9tiquement le diagnostic probabiliste binaire (le rejet de <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"H_0\">$H_0$<\/span>) de l&rsquo;\u00e9valuation de la port\u00e9e concr\u00e8te du ph\u00e9nom\u00e8ne observ\u00e9.<\/p>\n<p>Cette distinction devient particuli\u00e8rement critique lors de la prise de d\u00e9cision strat\u00e9gique, m\u00e9dicale ou organisationnelle cons\u00e9cutive \u00e0 l&rsquo;analyse d&rsquo;une interaction. La d\u00e9tection d&rsquo;une interaction modeste mais statistiquement confirm\u00e9e entre un module de formation professionnelle et la cat\u00e9gorie d&rsquo;\u00e2ge des employ\u00e9s justifie-t-elle le co\u00fbt financier et logistique colossal de d\u00e9ployer deux programmes p\u00e9dagogiques distincts au sein d&rsquo;une multinationale ? La r\u00e9ponse \u00e0 cette interrogation n&rsquo;\u00e9merge pas de la <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur calcul\u00e9e par <code>PROC GLM<\/code>, mais de l&rsquo;analyse fine des intervalles de confiance de la taille de l&rsquo;effet, confront\u00e9s aux seuils de rentabilit\u00e9 op\u00e9rationnelle ou de b\u00e9n\u00e9fice clinique minimalement important (<em>Minimal Clinically Important Difference<\/em> ou MCID).<\/p>\n<figure class=\"wpt-preserved-image\"><img loading=\"lazy\" decoding=\"async\" src=\"http:\/\/french.arabpsychology.com\/wp-content\/uploads\/2026\/09\/anovasas8.jpg\" alt=\"\" \/><\/figure>\n<h2>12. R\u00e9daction acad\u00e9mique des r\u00e9sultats et conformit\u00e9 aux normes APA<\/h2>\n<h3>12.1 Normes formelles de pr\u00e9sentation des statistiques d&rsquo;inf\u00e9rence<\/h3>\n<p>La diffusion des r\u00e9sultats d&rsquo;une analyse de variance \u00e0 deux facteurs au sein de revues scientifiques internationales exige une conformit\u00e9 absolue aux standards typographiques et r\u00e9dactionnels \u00e9dict\u00e9s par l&rsquo;<a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/apastyle.apa.org\/\">American Psychological Association<\/a> (APA, 7e \u00e9dition). Cette standardisation garantit la comparabilit\u00e9 imm\u00e9diate des d\u00e9couvertes et leur reproductibilit\u00e9 au sein des m\u00e9ta-analyses futures.<\/p>\n<p>Sur le plan du formalisme typographique strict, l&rsquo;ensemble des lettres et symboles d\u00e9signant des entit\u00e9s statistiques alg\u00e9briques doivent \u00eatre obligatoirement compos\u00e9s en caract\u00e8res italiques : <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"t\">$t$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"M\">$M$<\/span> (moyenne), <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"SD\">$SD$<\/span> (\u00e9cart-type). En revanche, les chiffres num\u00e9riques, les valeurs d&rsquo;indices, les parenth\u00e8ses et les degr\u00e9s de libert\u00e9 demeurent imp\u00e9rativement en typographie romaine droite.<\/p>\n<p>Les r\u00e8gles de pr\u00e9cision d&rsquo;arrondi et de notation des seuils de probabilit\u00e9 s&rsquo;articulent selon des imp\u00e9ratifs bien pr\u00e9cis :<\/p>\n<ul>\n<li>Les valeurs de la statistique de Fisher (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>) et de la taille d&rsquo;effet (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span>) s&rsquo;arrondissent syst\u00e9matiquement \u00e0 deux d\u00e9cimales apr\u00e8s la virgule (par exemple : <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(2, 54) = 4,87\">$F(2, 54) = 4,87$<\/span>).<\/li>\n<li>Les degr\u00e9s de libert\u00e9 associ\u00e9s \u00e0 l&rsquo;effet et \u00e0 l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle doivent figurer entre parenth\u00e8ses imm\u00e9diatement apr\u00e8s la lettre <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>, s\u00e9par\u00e9s par une virgule et une espace.<\/li>\n<li>La <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>-valeur s&rsquo;arrondit obligatoirement \u00e0 trois d\u00e9cimales apr\u00e8s la virgule. De surcro\u00eet, la probabilit\u00e9 <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span> ne pouvant math\u00e9matiquement exc\u00e9der l&rsquo;unit\u00e9, elle s&rsquo;\u00e9crit selon les normes anglophones sans z\u00e9ro initial devant le point d\u00e9cimal (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = .014\">$p = .014$<\/span>). En cas de valeur extr\u00eamement infinit\u00e9simale d\u00e9livr\u00e9e par SAS sous la forme <code>&lt;.0001<\/code>, il est formellement interdit d&rsquo;\u00e9crire <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = .000\">$p = .000$<\/span> ; la seule formulation APA recevable est : <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; .001\">$p &lt; .001$<\/span>.<\/li>\n<\/ul>\n<p>Voici des gabarits textuels mod\u00e8les conformes aux exigences de l&rsquo;APA 7e \u00e9dition pour la formalisation des diff\u00e9rents constats statistiques :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>Effet principal statistiquement significatif :<\/strong> \u00ab L&rsquo;analyse de variance factorielle \u00e0 deux voies r\u00e9v\u00e8le un effet principal statistiquement significatif du type de traitement administr\u00e9 sur le score d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 des participants, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(2, 54) = 8,42\">$F(2, 54) = 8,42$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; .001\">$p &lt; .001$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 = .24\">$\\eta_p^2 = .24$<\/span>. Les comparaisons post-hoc ajust\u00e9es au moyen de la m\u00e9thode de Tukey-Kramer indiquent que le protocole de TCC (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"M = 35,50\">$M = 35,50$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"SD = 5,12\">$SD = 5,12$<\/span>) induit une r\u00e9duction d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 significativement sup\u00e9rieure \u00e0 celle observ\u00e9e sous placebo (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"M = 48,75\">$M = 48,75$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"SD = 6,34\">$SD = 6,34$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; .001\">$p &lt; .001$<\/span>). \u00bb<\/li>\n<li><strong>Effet principal non significatif :<\/strong> \u00ab L&rsquo;effet principal du sexe biologique du participant ne s&rsquo;av\u00e8re pas statistiquement significatif, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(1, 54) = 1,15\">$F(1, 54) = 1,15$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = .288\">$p = .288$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 = .02\">$\\eta_p^2 = .02$<\/span>, sugg\u00e9rant des scores d&rsquo;anxi\u00e9t\u00e9 moyens \u00e9quivalents entre les femmes (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"M = 40,10\">$M = 40,10$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"SD = 8,20\">$SD = 8,20$<\/span>) et les hommes (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"M = 42,30\">$M = 42,30$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"SD = 7,95\">$SD = 7,95$<\/span>). \u00bb<\/li>\n<li><strong>Effet d&rsquo;interaction bidimensionnelle significatif :<\/strong> \u00ab Une interaction statistiquement significative entre le sexe du patient et le protocole th\u00e9rapeutique a \u00e9t\u00e9 mise en \u00e9vidence, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(2, 54) = 4,96\">$F(2, 54) = 4,96$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = .011\">$p = .011$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2 = .16\">$\\eta_p^2 = .16$<\/span>. La d\u00e9composition par analyse d&rsquo;effets simples (instruction <code>SLICE<\/code>) d\u00e9montre que l&rsquo;impact du traitement s&rsquo;av\u00e8re hautement prononc\u00e9 chez les femmes, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(2, 54) = 11,28\">$F(2, 54) = 11,28$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p &lt; .001\">$p &lt; .001$<\/span>, mais n&rsquo;atteint pas le seuil de significativit\u00e9 chez les hommes, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F(2, 54) = 2,10\">$F(2, 54) = 2,10$<\/span>, <span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p = .132\">$p = .132$<\/span>. \u00bb<\/li>\n<\/ul>\n<h3>12.2 Construction de tableaux r\u00e9capitulatifs d&rsquo;ANOVA selon les standards de publication<\/h3>\n<p>L&rsquo;int\u00e9gration d&rsquo;un tableau r\u00e9capitulatif complet d&rsquo;ANOVA factorielle s&rsquo;impose d\u00e8s lors qu&rsquo;un protocole comporte des d\u00e9compositions factorielles multiples ou que le texte narratif s&rsquo;en trouverait excessivement alourdi. La typographie des tableaux APA ob\u00e9it \u00e0 une r\u00e8gle esth\u00e9tique c\u00e9l\u00e8bre : l&rsquo;\u00e9limination totale de l&rsquo;ensemble des bordures et lignes verticales. Seules trois lignes horizontales principales doivent structurer l&rsquo;affichage (au-dessus et en-dessous de l&rsquo;en-t\u00eate de colonnes, et une ligne finale bordant la cl\u00f4ture inf\u00e9rieure du tableau).<\/p>\n<p>Le tableau factoriel standardis\u00e9 s&rsquo;articule autour des colonnes canoniques suivantes :<\/p>\n<ol>\n<li>Source de variation (Source) : \u00e9num\u00e9rant les pr\u00e9dicteurs, l&rsquo;interaction, l&rsquo;erreur r\u00e9siduelle et le total.<\/li>\n<li>Somme des carr\u00e9s de Type III (<em>Type III SS<\/em>).<\/li>\n<li>Degr\u00e9s de libert\u00e9 (<em>df<\/em>).<\/li>\n<li>Carr\u00e9 moyen (<em>MS<\/em>).<\/li>\n<li>Statistique de Fisher observ\u00e9e (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"F\">$F$<\/span>).<\/li>\n<li>Probabilit\u00e9 critique (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"p\">$p$<\/span>).<\/li>\n<li>Taille de l&rsquo;effet partiel (<span class=\"arabpsy-math-inline\" data-latex=\"\\eta_p^2\">$\\eta_p^2$<\/span>).<\/li>\n<\/ol>\n<p>L&rsquo;environnement SAS offre un pont direct vers le traitement de texte acad\u00e9mique au travers de son syst\u00e8me ODS (<em>Output Delivery System<\/em>). En encapsulant la proc\u00e9dure <code>PROC GLM<\/code> entre des instructions <code>ODS RTF<\/code> ou <code>ODS PDF<\/code> munies de styles graphiques \u00e9pur\u00e9s (tels que le style natif <code>JOURNAL<\/code>), SAS compile directement des tableaux pr\u00e9trait\u00e9s parfaitement conformes aux canons typographiques de l&rsquo;APA, s&rsquo;\u00e9pargnant ainsi les risques d&rsquo;erreurs humaines inh\u00e9rents au recopiage manuel des valeurs :<\/p>\n<p><!-- Syntax example for ODS RTF export --><\/p>\n<p><code>ODS RTF FILE=\"Tableau_ANOVA_APA.rtf\" STYLE=JOURNAL;<br \/>\nODS SELECT ModelANOVA;<br \/>\nPROC GLM DATA=EssaiClinique;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;CLASS Sexe Traitement;<br \/>\n&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;MODEL ScoreAnxiete = Sexe Traitement Sexe*Traitement \/ SS3 EFFECTSIZE;<br \/>\nRUN;<br \/>\nQUIT;<br \/>\nODS RTF CLOSE;<\/code><\/p>\n<p>L&rsquo;instruction <code>ODS SELECT ModelANOVA;<\/code> filtre s\u00e9lectivement la sortie pour n&rsquo;exporter que le tableau synth\u00e9tique des tests d&rsquo;hypoth\u00e8ses de Type III, garantissant une int\u00e9gration imm\u00e9diate et sans retouche au sein du manuscrit scientifique.<\/p>\n<h3>12.3 Reproductibilit\u00e9, gestion du code SAS et partage des donn\u00e9es<\/h3>\n<p>\u00c0 l&rsquo;\u00e8re contemporaine de la crise de la reproductibilit\u00e9 scientifique, la publication de r\u00e9sultats d&rsquo;ANOVA factorielle ne peut plus s&rsquo;exon\u00e9rer des imp\u00e9ratifs stricts de la science ouverte (<em>Open Science<\/em>). Les comit\u00e9s de lecture des revues internationales de premier rang exigent d\u00e9sormais couramment la mise \u00e0 disposition des jeux de donn\u00e9es anonymis\u00e9s ainsi que des scripts informatiques int\u00e9graux ayant pr\u00e9sid\u00e9 \u00e0 l&rsquo;analyse.<\/p>\n<p>La tra\u00e7abilit\u00e9 exemplaire d&rsquo;un programme SAS factoriel repose sur un ensemble de bonnes pratiques de d\u00e9veloppement :<\/p>\n<ul>\n<li><strong>La documentation explicative exhaustive :<\/strong> chaque bloc syntaxique (\u00e9tape <code>DATA<\/code>, transformations de variables, <code>PROC GLM<\/code>, calculs post-hoc) doit \u00eatre minutieusement pr\u00e9c\u00e9d\u00e9 de commentaires circonstanci\u00e9s explicitant les fondements th\u00e9oriques des choix m\u00e9thodologiques arr\u00eat\u00e9s.<\/li>\n<li><strong>L&rsquo;int\u00e9grit\u00e9 absolue de la fen\u00eatre de journalisation (Log SAS) :<\/strong> avant toute soumission, l&rsquo;analyste doit v\u00e9rifier m\u00e9thodiquement l&rsquo;int\u00e9gralit\u00e9 du Log SAS pour s&rsquo;assurer de l&rsquo;absence totale d&rsquo;avertissements (<em>WARNING<\/em>), de messages d&rsquo;erreurs (<em>ERROR<\/em>) ou d&rsquo;alertes silencieuses signalant des conversions automatiques non contr\u00f4l\u00e9es ou des valeurs manquantes g\u00e9n\u00e9r\u00e9es par accident.<\/li>\n<li><strong>La gestion de version et l&rsquo;archivage p\u00e9renne :<\/strong> le code source SAS (fichiers d&rsquo;extension <code>.sas<\/code>) et les tables associ\u00e9es doivent \u00eatre d\u00e9pos\u00e9s sur des entrep\u00f4ts acad\u00e9miques publics et certifi\u00e9s (tels que l&rsquo;Open Science Framework &#8211; OSF, Zenodo ou Dataverse), assortis d&rsquo;un identifiant num\u00e9rique d&rsquo;objet p\u00e9renne (DOI).<\/li>\n<\/ul>\n<p>En respectant scrupuleusement l&rsquo;ensemble de ces pr\u00e9ceptes m\u00e9thodologiques, biostatistiques et typographiques au fil de vos analyses sous SAS, vous garantissez \u00e0 vos recherches empiriques une rigueur scientifique inattaquable, une \u00e9l\u00e9gance de restitution formelle irr\u00e9prochable et une contribution durable au progr\u00e8s des connaissances dans votre discipline.<\/p>\n<h2>R\u00e9f\u00e9rences<\/h2>\n<p>American Psychological Association. (2020). <em>Publication manual of the American Psychological Association<\/em> (7th ed.). American Psychological Association. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1037\/0000165-000\">https:\/\/doi.org\/10.1037\/0000165-000<\/a><\/p>\n<p>Box, G. E. P., &amp; Cox, D. R. (1964). An analysis of transformations. <em>Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Methodological)<\/em>, 26(2), 211\u2013243. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1111\/j.2517-6161.1964.tb00553.x\">https:\/\/doi.org\/10.1111\/j.2517-6161.1964.tb00553.x<\/a><\/p>\n<p>Brown, M. B., &amp; Forsythe, A. B. (1974). Robust tests for the equality of variances. <em>Journal of the American Statistical Association<\/em>, 69(346), 364\u2013367. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1080\/01621459.1974.10482955\">https:\/\/doi.org\/10.1080\/01621459.1974.10482955<\/a><\/p>\n<p>Cohen, J. (1988). <em>Statistical power analysis for the behavioral sciences<\/em> (2nd ed.). Lawrence Erlbaum Associates.<\/p>\n<p>Dunnett, C. W. (1955). A multiple comparison procedure for comparing several treatments with a control. <em>Journal of the American Statistical Association<\/em>, 50(272), 1096\u20131121. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1080\/01621459.1955.10501294\">https:\/\/doi.org\/10.1080\/01621459.1955.10501294<\/a><\/p>\n<p>Fisher, R. A. (1925). <em>Statistical methods for research workers<\/em>. Oliver and Boyd.<\/p>\n<p>Kenward, M. G., &amp; Roger, J. H. (1997). Small sample inference for fixed effects from restricted maximum likelihood. <em>Biometrics<\/em>, 53(3), 983\u2013997. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.2307\/2533558\">https:\/\/doi.org\/10.2307\/2533558<\/a><\/p>\n<p>Kramer, C. Y. (1956). Extension of multiple range tests to group means with unequal numbers of replications. <em>Biometrics<\/em>, 12(3), 307\u2013310. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.2307\/3001466\">https:\/\/doi.org\/10.2307\/3001466<\/a><\/p>\n<p>Levene, H. (1960). Robust tests for equality of variances. In I. Olkin, S. G. Ghurye, W. Hoeffding, W. G. Madow, &amp; H. B. Mann (Eds.), <em>Contributions to probability and statistics: Essays in honor of Harold Hotelling<\/em> (pp. 278\u2013292). Stanford University Press.<\/p>\n<p>Olejnik, S., &amp; Algina, J. (2003). Generalized eta and omega squared statistics: Measures of effect size for some common research designs. <em>Psychological Methods<\/em>, 8(4), 434\u2013447. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.1037\/1082-989X.8.4.434\">https:\/\/doi.org\/10.1037\/1082-989X.8.4.434<\/a><\/p>\n<p>SAS Institute Inc. (2023). <em>SAS\/STAT 15.3 user\u2019s guide: The GLM procedure<\/em>. SAS Institute Inc. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/documentation.sas.com\/doc\/en\/pgmsascdc\/9.4_3.5\/statug\/statug_glm_overview.htm\">https:\/\/documentation.sas.com\/doc\/en\/pgmsascdc\/9.4_3.5\/statug\/statug_glm_overview.htm<\/a><\/p>\n<p>Scheff\u00e9, H. (1959). <em>The analysis of variance<\/em>. John Wiley &amp; Sons.<\/p>\n<p>Shapiro, S. S., &amp; Wilk, M. B. (1965). An analysis of variance test for normality (complete samples). <em>Biometrika<\/em>, 52(3\/4), 591\u2013611. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.2307\/2333709\">https:\/\/doi.org\/10.2307\/2333709<\/a><\/p>\n<p>Tukey, J. W. (1949). Comparing individual means in the analysis of variance. <em>Biometrics<\/em>, 5(2), 99\u2013114. <a target=\"_blank\" rel=\"noopener noopener noreferrer\" href=\"https:\/\/doi.org\/10.2307\/3001913\">https:\/\/doi.org\/10.2307\/3001913<\/a><\/p>\n","protected":false},"excerpt":{"rendered":"<p>Guide acad\u00e9mique complet pour r\u00e9aliser et interpr\u00e9ter une ANOVA \u00e0 deux facteurs avec SAS : syntaxe, hypoth\u00e8ses, tests post-hoc et mod\u00e9lisation factorielle.<\/p>\n","protected":false},"author":1,"featured_media":0,"comment_status":"open","ping_status":"closed","template":"","categories":[1829,2620],"tags":[4814,2274,9918,235,2231],"class_list":["post-9050","psych_stat","type-psych_stat","status-publish","hentry","category-methodologie-statistique","category-psychometrie-et-analyse-de-donnees","tag-anova-a-deux-facteurs","tag-plan-factoriel","tag-proc-glm","tag-sas","tag-statistiques-inferentielles"],"_links":{"self":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_stat\/9050","targetHints":{"allow":["GET"]}}],"collection":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_stat"}],"about":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/types\/psych_stat"}],"author":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/users\/1"}],"replies":[{"embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fcomments&post=9050"}],"version-history":[{"count":1,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_stat\/9050\/revisions"}],"predecessor-version":[{"id":9055,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=\/wp\/v2\/psych_stat\/9050\/revisions\/9055"}],"wp:attachment":[{"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fmedia&parent=9050"}],"wp:term":[{"taxonomy":"category","embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Fcategories&post=9050"},{"taxonomy":"post_tag","embeddable":true,"href":"https:\/\/french.arabpsychology.com\/index.php?rest_route=%2Fwp%2Fv2%2Ftags&post=9050"}],"curies":[{"name":"wp","href":"https:\/\/api.w.org\/{rel}","templated":true}]}}