Corpus étendu : l'écart de persistance ne se réplique pas

Le résultat du corpus pilote était un artefact de sélection

L'écart de persistance entre registres émotionnels — ×9,2 contre ×2,9, \(p = 0{,}08\) sur quatorze sujets choisis à la main — devient ×3,04 contre ×2,90, \(p = 0{,}53\) sur 440 sujets dérivés de catégories. Le facteur trois a disparu.

Et l'écart de taux de basculement est un effet d'audience

Les sujets d'accusation basculent trois fois plus souvent (8,6 % contre 2,7 %, \(p = 0{,}014\)) — mais ils sont aussi trois fois et demie plus consultés (\(p = 5\times10^{-14}\)). À trafic comparable, le rapport de cotes tombe de 3,4 à 1,38 (\(p = 0{,}63\)).

Le nouveau protocole a son propre défaut

L'appartenance à une catégorie est un indicateur bruité du registre : « Lil Tay » figure dans une catégorie de canulars, mais son audience est celle d'une célébrité. Un bruit d'étiquetage attire tout écart vers zéro — le résultat nul est donc compatible avec l'absence d'effet comme avec un effet dilué.

Depuis tranché — par l'annotation en aveugle

L'ambiguïté que cette page laisse ouverte a été levée en annotant le registre à la main sur les 440 sujets. Le bruit d'étiquetage est effectivement massif — 40 % des sujets ne relèvent d'aucun des deux registres — et il portait la totalité de l'écart de taux de basculement : 8,6 % contre 2,7 % devient 4,8 % contre 5,1 % (\(p = 1{,}00\)). L'écart n'était pas dilué, il n'existe pas.

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Pourquoi changer le protocole de sélection, et pas seulement la taille

Le corpus pilote comptait vingt-quatre sujets choisis à la main. À cette taille, le choix se relit et se conteste. À plusieurs centaines, il ne se relit plus — et c'est précisément là que le biais de sélection devient invisible : rien ne distingue, dans une liste de trois cents titres, ceux qui auraient été retenus pour ce qu'ils montrent.

Le corpus étendu remplace donc le choix des sujets par celui des catégories. Dix-sept catégories de Wikipédia sont déclarées dans ide.catalogue.REGISTERS, et tout ce qu'elles contiennent entre dans le pool. L'appartenance d'un article à une catégorie est décidée par les contributeurs de Wikipédia, non par l'auteur de l'analyse.

Registre	Catégories	Disponibles	Substantiels	Retenus
accusation	complots, désinformation, fausses nouvelles, canulars, scandales politiques, corruption, propagande, paniques morales	3 126	1 935	220
découverte	sondes et missions spatiales, expériences de physique, relevés astronomiques, exoplanètes, lauréats Nobel	6 322	2 705	220

Quatre précautions contre les confondants prévisibles :

Précaution	Motif
des événements de part et d'autre	opposer des affaires à des concepts abstraits comparerait des types de sujets, non des registres
classes disjointes	un article des deux registres est écarté, non arbitré
échantillonnage par empreinte de titre	une troncature alphabétique surreprésenterait systématiquement certains sujets
filtre de substance (≥ 10 000 octets)	« Astronomical surveys » explorée à profondeur 1 ramène près de quatre mille entrées de catalogue à trafic nul, qui décimeraient un registre et pas l'autre

Le manifeste résultant est écrit dans data/catalogue.json et versionné : c'est lui qui constitue le pré-enregistrement, et un résultat publié se rapporte à un corpus consultable.

Résultats

Le déséquilibre d'audience entre registres ; la disparition de l'écart de taux quand on contrôle le trafic ; la non-réplication de l'écart de persistance ; et le taux de basculement qui suit l'audience plutôt que le registre. Figure régénérée par le notebook 11.

1. Un écart apparaît, puis s'évanouit

Comparaison	accusation	découverte	rapport de cotes	p
brut (440 sujets)	8,6 %	2,7 %	3,4	0,014
strate ≥ 47 vues/jour	16,5 %	12,5 %	1,38	0,63
apparié sur le trafic (173 paires)	6,9 %	3,5 %	—	0,18 (McNemar)

La détection exige un régime antérieur d'au moins 50 consultations par jour. Or le trafic médian vaut 39 vues/jour côté accusation contre 11 côté découverte, et la part de sujets au-dessus du seuil est de 47 % contre 22 %. Le registre n'explique pas ce que l'audience explique déjà.

Il subsiste une direction — les sujets d'accusation basculent un peu plus souvent à trafic égal — mais rien qui autorise une conclusion.

2. La persistance ne se réplique pas

Corpus	accusation	découverte	p
pilote, 14 sujets choisis à la main	×9,20 (n = 8)	×2,90 (n = 6)	0,081
étendu, 440 sujets dérivés de catégories	×3,04 (n = 21)	×2,90 (n = 7)	0,533

Le corpus pilote contenait les théories du complot les plus connues — QAnon à ×44, Pizzagate à ×18 — et c'est exactement ce qu'une sélection manuelle produit : les cas qui viennent à l'esprit sont les cas extrêmes. Le corpus dérivé de catégories contient aussi des dizaines de sujets obscurs du même registre, et sa médiane devient indiscernable de celle du registre « découverte ».

Le protocole de sélection ne modifiait pas la précision du résultat : il en modifiait le sens.

3. Le registre est un indicateur bruité

Les plus fortes élévations retenues côté accusation sont instructives :

Sujet	Date	Élévation
Lil Tay	27 juin 2020	×7,9
Watch Dogs (jeu vidéo)	6 décembre 2020	×6,3
Million Dollar Extreme	6 juillet 2016	×5,7
The Capture (série)	30 juillet 2022	×5,5
Mossack Fonseca	14 octobre 2019	×4,8

« Lil Tay » figure dans une catégorie de canulars à cause d'un canular sur sa mort, mais la dynamique d'attention de cet article est celle d'une célébrité. Il en va de même pour un jeu vidéo ou une série télévisée classés dans des catégories thématiques sans que leur audience soit mobilisée par un scandale.

Un bruit d'étiquetage ne biaise pas le résultat dans une direction : il l'attire vers zéro. Le résultat nul est donc compatible avec deux lectures que ces données ne permettent pas de séparer — absence d'effet, ou effet dilué.

4. L'identification reste hors de portée

Deux ajustements sur vingt-huit ont d'abord été déclarés exploitables, avec des rapports de 697 et 5431 — soit des temps d'oubli de plusieurs années pour une fenêtre d'ajustement de quatre mois. Une transition presque en marche d'escalier n'expose pas le coude qui porte l'information sur \(\lambda\) : l'ajustement épouse la courbe, la dispersion résiduelle est excellente, et le rapport s'envole sans contrainte.

Un contrôle d'observabilité a donc été ajouté au module — le temps d'oubli doit tenir dans la fenêtre ajustée. Après correction, comme sur le corpus pilote, aucun changement ne livre de paramètres exploitables.

Ce que cela change pour le projet

La seule différence entre registres émotionnels que le projet avait mesurée ne survit pas à sa vérification. Le mécanisme de la charge émotionnelle \(\alpha\) reste sans appui empirique, ni par le taux d'amplification (calibration), ni par la persistance.

Pour le mémorandum, la conséquence est directe : l'indicateur de persistance proposé en remplacement du plafond sur \(\gamma\alpha/\lambda\) mesure bien quelque chose — dates et amplitudes des basculements sont robustes — mais ne discrimine pas les registres émotionnels sur ce corpus. Il reste utilisable comme instrument de constat, non comme preuve d'un mécanisme.

Aucun des deux protocoles ne tranche — et ce qui a tranché

Le pilote était biaisé par la sélection ; l'étendu est bruité par l'étiquetage. Ce n'est pas une impasse mais une spécification : un troisième protocole devrait combiner un pool dérivé de catégories — pour l'absence de biais de sélection — et une validation du registre sujet par sujet, réalisée en aveugle, sans voir les séries. C'est un travail d'annotation, non de calcul.

Fait — voir Annotation en aveugle

Ce troisième protocole a été mené. Les 440 sujets ont été codés à la main à partir du seul couple titre + chapeau, sous une grille publiée avant que la moindre annotation existe. L'accord entre catégorie et annotation est de 59,5 % ; l'écart de taux de basculement tombe à un rapport de cotes de 0,93 (\(p = 1{,}00\)) ; et les sujets écartés — ceux qui ne relèvent d'aucun registre — basculent en fait plus souvent que les deux autres. C'étaient eux qui portaient l'écart.

Pistes ouvertes

1. ~~Annoter le registre à la main sur le pool dérivé de catégories, en aveugle.~~ → fait, sur les 440 sujets plutôt que deux cents. La question est tranchée : absence d'effet, et non effet dilué.
2. Apparier sur le trafic dès la construction du corpus plutôt qu'en aval : tirer les sujets par paires de trafic comparable immuniserait la comparaison contre le confondant principal. L'annotation y ajoute une exigence : apparier aussi sur le type de sujet, les deux registres ne portant presque pas sur les mêmes natures d'objets.
3. Abaisser le seuil de détection en agrégeant par semaine. Un taux de basculement de 2 à 8 % laisse plus de neuf sujets sur dix sans mesure.
4. Établir un taux de basculement de référence sur un registre témoin — sujets sans charge émotionnelle particulière, à trafic apparié — pour mesurer la spécificité du détecteur.

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