Gestion de la perception : le vrai et le trouvable

Walter Lippmann publie Public Opinion en 1922, chez Harcourt, Brace and Company. Le premier chapitre porte le titre « The World Outside and the Pictures in Our Heads ». Lippmann y décrit l’insertion, entre l’individu et son environnement, d’un pseudo-environnement : une représentation intermédiaire sur laquelle les conduites se règlent, alors que les conséquences de ces conduites se produisent dans l’environnement réel (Lippmann, 1922). L’ouvrage ne mesure rien. Aucune enquête, aucune expérience. Il faut le citer pour ce qu’il est : la source conceptuelle d’une idée. L’ouvrage n’en apporte aucune preuve, et je n’en connais pas qui l’ait apportée depuis.

Ce que Lippmann attribuait à la presse et aux récits dominants s’est déplacé pour une part vers un objet beaucoup plus étroit et beaucoup plus facile à consulter : les premiers résultats servis par un moteur de recherche interrogé sur un nom propre. Je ne connais aucune mesure publique de la part du jugement qui s’y forme. Ce qui suit est une hypothèse. Je l’avance à partir d’une pratique dont je ne tire aucune donnée, et je l’appuie sur des travaux publiés qui portent chacun sur une pièce du mécanisme.

L’hypothèse et ses conditions de validité

Je la formule ainsi : le jugement porté sur une personne ou une organisation se forme sur l’information disponible à son sujet, et la première page de résultats servie pour son nom tient lieu de représentation par défaut pour la plupart des observateurs, qui ne vont pas au-delà.

L’hypothèse suppose plusieurs choses, et elle cesse de valoir si l’une d’elles manque. L’observateur n’a pas d’expérience directe de la personne, ou cette expérience est trop mince pour trancher seule. Le coût de la vérification lui paraît supérieur à l’enjeu de sa décision. Le nom est assez peu porté pour que la requête renvoie majoritairement la bonne personne ; sur un homonyme fréquent, la représentation par défaut se brouille. L’ensemble des résultats est enfin assez stable pour que deux observateurs rencontrent à peu près la même chose.

Une démonstration que les observateurs à fort enjeu, recruteurs, contreparties, autorités de surveillance, bailleurs, consultent systématiquement des sources primaires indépendantes des premiers résultats affaiblirait l’hypothèse. Je n’ai pas trouvé d’étude qui tranche ce point.

Trouvabilité et saillance

La trouvabilité d’un énoncé est sans rapport avec son exactitude. Une allégation sans source peut occuper le premier rang pendant des années. Je ne connais aucun signal de classement qui mesure l’exactitude d’un énoncé particulier.

Robert Entman a proposé en 1993 de définir le cadrage par la sélection et la saillance : cadrer consiste à sélectionner certains aspects d’une réalité perçue et à les rendre plus saillants, de sorte que le cadre diagnostique un problème, en identifie les causes, porte un jugement moral et suggère un remède (Entman, 1993). Son article tient en huit pages et ne contient aucune donnée. Il définit un concept et appelle un programme de recherche. Il est pourtant couramment cité comme la démonstration d’un effet de cadrage.

Le mécanisme proposé

Cinq temps, dont je précise ensuite la portée réelle.

La requête nominative est émise. Elle coûte quelques secondes. Je ne connais pas de mesure publique de sa fréquence en contexte professionnel.

Le moteur sert une liste ordonnée. L’ordre agit comme un signal autonome de crédibilité : une étude d’oculométrie menée à Cornell a observé que des participants cliquent majoritairement le premier résultat, même lorsque son résumé est jugé moins pertinent par des juges indépendants (Pan et coll., 2007).

L’observateur s’arrête tôt. Je ne connais aucune mesure publique fiable de la profondeur de consultation sur une requête nominative, et je ne reprends aucun des taux de clic par rang qui circulent, faute de pouvoir en citer la méthode. Cette étape du mécanisme repose sur une prémisse que je ne peux pas étayer par une étude.

Les éléments rencontrés deviennent les instances que la mémoire fournira ensuite. Amos Tversky et Daniel Kahneman ont montré, par une série de démonstrations en laboratoire, que les jugements de fréquence et de probabilité se règlent sur la facilité avec laquelle des cas viennent à l’esprit (Tversky et Kahneman, 1973). Si ce résultat s’étend à une requête nominative, ce dont je n’ai aucune preuve, un jugement du type « ce genre de difficulté lui arrive souvent » se formerait sur les quelques pages effectivement ouvertes, qui distinguent rarement un fait de sa reprise. L’extension est une conjecture de ma part : les démonstrations de 1973 portent sur des positions de lettres et des listes de noms célèbres.

La répétition fait le reste. Lynn Hasher, David Goldstein et Thomas Toppino ont établi en 1977 qu’un énoncé répété reçoit une note de validité plus élevée qu’un énoncé nouveau, et que l’effet s’observe pour les énoncés vrais comme pour les faux (Hasher, Goldstein et Toppino, 1977). Lisa Fazio et ses coauteurs ont montré plus tard qu’il subsiste chez des participants possédant la connaissance qui contredit l’énoncé, phénomène qu’ils nomment « négligence de la connaissance » (Fazio et coll., 2015). Leur étude précise que la connaissance atténue l’effet sans l’annuler. Un même énoncé repris par cinq sites qui se citent les uns les autres offre exactement cette configuration.

Portée réelle des travaux cités

L’étude de Bing Pan et de ses coauteurs est la pièce la plus citée sur la confiance accordée au rang. Suivi du regard, dix tâches de recherche, résultats Google réels interceptés par un serveur mandataire et présentés dans trois conditions : l’ordre normal, les rangs 1 et 2 permutés, la première page inversée. Dégrader le classement augmentait l’examen visuel des résumés sans améliorer la réussite des tâches. Les effectifs sont très faibles, seize étudiants de Cornell retenus sur vingt-deux recrutés, et les données datent du milieu des années 2000, sur une page de résultats dont la forme n’a plus cours. Je ne décris pas le détail de ce que les participants avaient sous les yeux, l’article cité ne m’autorisant pas à l’inventorier. Le travail documente le mécanisme de confiance dans le rang sur seize sujets. Aucun taux de clic par rang ne s’en déduit, et je n’en avance aucun.

Robert Epstein et Ronald Robertson ont ensuite mesuré ce qu’un classement délibérément biaisé déplace. Cinq expériences randomisées en double aveugle, 4'556 électeurs indécis au total, sur un moteur factice construit par les auteurs. Le déplacement des préférences déclarées atteint 48,4, 63,3 et 36,7 pour cent dans les trois premières expériences, menées sur 102 participants chacune à San Diego, et 37,1 pour cent sur 2'100 participants recrutés en ligne (Epstein et Robertson, 2015). Les deux premières études portaient sur l’élection australienne de 2010, choisie précisément parce que les participants américains n’en connaissaient aucun candidat. L’expérience conduite en Inde pendant les élections de 2014, avec des candidats réels et notoires et 2'150 électeurs indécis, donne un effet bien plus faible, de l’ordre de 10 à 12 pour cent selon la sous-population rapportée.

Cette chute est le résultat le plus instructif, et elle signale la limite la plus sérieuse du dispositif, qui maximise l’effet par construction : moteur fictif, candidats inconnus, exposition unique, aucune contre-information, mesure d’intention immédiate. L’étude n’établit pas qu’un moteur commercial biaise ses classements, et les extrapolations en nombre de voix avancées ensuite par le premier auteur ne découlent pas de ces expériences.

Des données d’audience réelles déplacent la question. Ronald Robertson et ses coauteurs ont montré dans Nature que l’exposition aux résultats de Google Search est moins partisane que les contenus que les utilisateurs choisissent ensuite d’ouvrir (Robertson et coll., 2023). Ronald E. Robertson cosigne les deux travaux. Leur panel est américain et volontaire, observé pendant les élections de 2018 et de 2020. Cette étude ne montre pas qu’un classement serait sans effet sur un jugement, et elle ne porte pas sur les requêtes nominatives.

Je retiens de ces deux travaux une proposition étroite : quand l’observateur n’a aucune connaissance indépendante des personnes en cause, le classement qu’on lui sert pèse sur ses préférences déclarées. L’écart entre les expériences australiennes et l’expérience indienne est compatible avec l’idée que ce poids diminue dès lors que l’observateur sait par ailleurs de qui l’on parle. Les dispositifs diffèrent aussi par le pays, la population recrutée et le moment, et rien n’y isole la part de la familiarité. Une requête sur le nom d’un inconnu ressemble à la condition expérimentale des candidats inconnus. Le rapprochement reste une analogie de ma part, et je n’en tire aucune grandeur.

Sur la disponibilité, la prudence s’impose pour une autre raison. Tversky et Kahneman travaillent sur des tâches artificielles et sans enjeu. Une réserve porte sur le dispositif lui-même : les résultats dépendent du format dans lequel la question est posée, et le mécanisme est spécifié de façon trop lâche pour qu’une observation puisse le mettre en défaut. Je formule cette réserve pour mon compte, sans l’adosser à une référence. Invoquer la disponibilité après coup pour expliquer n’importe quelle erreur de jugement collectif produit une explication que rien ne vient démentir. L’article de 1973 autorise à dire que la facilité de rappel entre dans les jugements de fréquence, et s’arrête là ; le passage de la couverture médiatique à la déformation de la perception des risques relève de travaux ultérieurs, à citer séparément.

Les bornes de l’effet de vérité illusoire sont du même ordre. Lisa Fazio, David Rand et Gordon Pennycook ont montré dans une étude préenregistrée qu’il apparaît à tous les niveaux de plausibilité, et qu’il atteint son maximum pour les énoncés ambigus (Fazio, Rand et Pennycook, 2019). Le matériel reste constitué d’énoncés courts de culture générale, jugés sur échelle, sans source identifiée et à court délai. Rien dans cette littérature ne mesure ce que devient une réputation.

L’écart documentaire

Je propose d’appeler écart documentaire la distance entre ce qui est vrai d’une personne ou d’une organisation et ce qui est trouvable à son sujet dans les premiers résultats servis pour son nom.

Le terme désigne une hypothèse de travail, et je ne dispose d’aucun instrument pour en mesurer l’amplitude. L’écart est signé : ce qui est trouvable peut flatter son sujet autant que le desservir. Il est ensuite relatif à un poste de consultation, le pays de service, la langue et le compte connecté modifiant la liste servie, de sorte qu’aucune valeur unique ne lui correspond.

Une procédure grossière permettrait de l’approcher : relever les dix premiers résultats servis pour le nom, à une date et depuis un pays donnés, puis marquer pour chacun si l’énoncé qu’il porte est vérifiable par un lecteur sans accès privilégié. Un tel relevé serait reproductible. Sa valeur comme mesure de l’écart n’a été établie par aucun travail publié.

Où passe la frontière avec la manipulation

Toute personne qui publie quelque chose sur elle-même agit sur ce qui est trouvable. Le travail de rendre accessible une information exacte porte le même nom que celui de rendre dominante une information fausse, et la frontière entre les deux demande un critère.

Je propose celui-ci, opératoire et contrôlable par un tiers : ce qui est rendu disponible est-il exact, et le lecteur peut-il en vérifier la source sans accès privilégié ? Une page qui expose un fait daté, sous un nom identifiable, avec la pièce qui le fonde, satisfait les deux termes. Un réseau de sites sans auteur identifiable, construit pour occuper les premiers rangs, échoue au second, même lorsque chacun de ses énoncés est exact. La dissimulation de l’origine suffit à faire basculer une opération du côté de la manipulation.

Le dispositif d’Epstein et Robertson éclaire ce point par l’envers. Les participants ignoraient que le classement avait été arrangé. Aucune condition où l’arrangement serait annoncé n’est rapportée, de sorte que le dispositif ne permet pas de dire ce que l’annonce y changerait.

J’ai décrit ailleurs les mécanismes par lesquels une opinion se fabrique à grande échelle, dans la note sur la manipulation de masse, et les raisons pour lesquelles l'influence de masse ne cherche pas à convaincre au sens ordinaire du terme.

Vient enfin la tentation du retrait. Sue Curry Jansen et Brian Martin ont proposé une lecture cohérente de l’effet Streisand : le retour de flamme survient quand échouent les tactiques par lesquelles un censeur réduit habituellement l’indignation, dissimulation de l’acte, dévalorisation de la cible, réinterprétation des faits, recours à des procédures officielles d’apparence légitime, intimidation ou achat du silence (Jansen et Martin, 2015). Leur article est conceptuel. Il n’établit aucune fréquence, aucune probabilité de retour de flamme, et ses cas sont sélectionnés parce que la censure y a échoué, les cas de censure réussie n’entrant pas dans le corpus. Une demande de retrait est donc une option à coût incertain, dont ce travail ne permet pas de chiffrer le risque. J’ai repris la question, avec les mesures disponibles, dans la note sur l’effet Streisand.

Ce que le modèle n’explique pas

La prémisse centrale manque de mesure. La part des observateurs qui s’arrêtent à la première page d’une requête nominative n’est documentée, à ma connaissance, dans aucune étude publique, et tout le mécanisme en dépend.

Les deux dispositifs expérimentaux sur lesquels je m’appuie sont artificiels : un petit effectif devant une page de résultats du milieu des années 2000, un moteur fictif présentant des candidats australiens à des Américains. Ni l’un ni l’autre ne reproduit le poste de travail d’un recruteur ou d’un comité de crédit. J’ignore par ailleurs si la confiance dans le rang précède l’effet de répétition, s’ils s’additionnent ou si l’un absorbe l’autre : le modèle laisse entière la question de la composition des mécanismes, et aucune des études citées ne les teste ensemble.

Les interfaces actuelles échappent entièrement à ce qui précède. Réponses directes et résumés générés : la liste ordonnée que Pan et ses coauteurs ont observée a cessé d’être la forme unique d’une page de résultats.

La littérature elle-même laisse des points ouverts. L’ampleur et la persistance de l’effet de vérité illusoire appliqué à des contenus d’actualité restent débattues. La question de savoir si les classements commerciaux produisent un biais d’exposition est contestée, et les données de Robertson et de ses coauteurs tirent dans l’autre sens.

Conséquences pour une personne ou une organisation exposée

Premier point, l’objet du travail. Une liste de résultats servie à une date donnée est un objet consultable, que deux personnes peuvent relever séparément et comparer. C’est à peu près tout ce dont on dispose.

Un énoncé daté et signé, accompagné de la pièce qui le fonde, donne au lecteur pressé une source qu’il peut contrôler.

Reste le temps. Chez Hasher et ses coauteurs, les séances étaient espacées d’environ deux semaines, et l’effet se mesurait sur des énoncés de culture générale notés sur échelle. Ce protocole ne renseigne ni sur la durée pendant laquelle une description occupe les premiers rangs, ni sur ce qu’une publication tardive y change. La question reste ouverte.

Une partie de ce qui est trouvable est exacte et défavorable. La question devient alors ce qui se trouve à côté : une page qui expose le fait et ce qui l’a suivi est lue par le même observateur, au même moment.

Le mécanisme documenté en 2007 n’a pas été remesuré sur les interfaces qui ont remplacé la page de résultats de cette époque.