The Role of Obsessive Beliefs and Inferential Confusion in Predicting Treatment Outcomes for Different Subtypes of Obsessive-Compulsive Disorder

Essai doctoral d’intégration Présenté en vue de l’obtention du doctorat (D.Psy.)

Étude multicentrique des facteurs influençant l’adoption d’un dossier clinique informatisé hospitalier par des infirmières

À l’instar de plusieurs systèmes de santé, les centres hospitaliers québécois ont amorcé l’informatisation du dossier patient sous forme papier pour la transition vers un dossier clinique informatisé (DCI). Ce changement complexe s’est parfois traduit par des répercussions sur les pratiques de soins, la sécurité et la qualité des soins offerts. L’adoption de la part des utilisateurs de technologies de l’information (TI) est considérée comme un facteur critique de succès pour la réalisation de bénéfices suite au passage à un DCI. Cette étude transversale multicentrique avait pour objectifs d’examiner des facteurs explicatifs de l’adoption, de l’utilisation réelle d’un DCI, de la satisfaction des infirmières et de comparer les résultats au regard du sexe, de l’âge, de l’expérience des infirmières et des stades de déploiement du DCI. Un modèle théorique s’appuyant sur la Théorie unifiée de l’adoption et de l’utilisation de la technologie a été développé et testé auprès d’un échantillon comptant 616 infirmières utilisant un DCI hospitalier dans quatre milieux de soins différents. Plus particulièrement, l’étude a testé 20 hypothèses de recherche s’intéressant aux relations entre huit construits tels la compatibilité du DCI, le sentiment d’auto-efficacité des infirmières, les attentes liées à la performance, celles qui sont liées aux efforts à déployer pour adopter le DCI, l'influence sociale dans l’environnement de travail, les conditions facilitatrices mises de l’avant pour soutenir le changement et ce, relativement à l’utilisation réelle du DCI et la satisfaction des infirmières. Au terme des analyses de modélisation par équations structurelles, 13 hypothèses de recherche ont été confirmées. Les résultats tendent à démontrer qu’un DCI répondant aux attentes des infirmières quant à l’amélioration de leur performance et des efforts à déployer, la présence de conditions facilitatrices dans l’environnement de travail et un DCI compatible avec leur style de travail, leurs pratiques courantes et leurs valeurs sont les facteurs les plus déterminants pour influencer positivement l’utilisation du DCI et leur satisfaction. Les facteurs modélisés ont permis d’expliquer 50,2 % de la variance des attentes liées à la performance, 52,9 % des attentes liées aux efforts, 33,6 % de l’utilisation réelle du DCI et 54,9 % de la satisfaction des infirmières. La forte concordance du modèle testé avec les données de l’échantillon a notamment mis en lumière l’influence des attentes liées à la performance sur l’utilisation réelle du DCI (r = 0,55 p = 0,006) et sur la satisfaction des infirmières (r = 0,27 p = 0,010), des conditions facilitatrices sur les attentes liées aux efforts (r = 0,45 p = 0,009), de la compatibilité du DCI sur les attentes liées à la performance (r = 0,39 p = 0,002) et sur celles qui sont liées aux efforts (r = 0,28 p = 0,009). Les nombreuses hypothèses retenues ont permis de dégager l’importance des effets de médiation captés par le construit des attentes liées à la performance et celui des attentes liées aux efforts requis pour utiliser le DCI. Les comparaisons fondées sur l’âge, l’expérience et le sexe des répondants n’ont décelé aucune différence statistiquement significative quant à l’adoption, l’utilisation réelle du DCI et la satisfaction des infirmières. Par contre, celles qui sont fondées sur les quatre stades de déploiement du DCI ont révélé des différences significatives quant aux relations modélisées. Les résultats indiquent que plus le stade de déploiement du DCI progresse, plus on observe une intensification de certaines relations clés du modèle et une plus forte explication de la variance de la satisfaction des infirmières qui utilisent le DCI. De plus, certains résultats de l’étude divergent des données empiriques produites dans une perspective prédictive de l’adoption des TI. La présente étude tend à démontrer l’applicabilité des modèles et des théories de l’adoption des TI auprès d’infirmières œuvrant en centre hospitalier. Les résultats indiquent qu’un DCI répondant aux attentes liées à la performance des infirmières est le facteur le plus déterminant pour influencer positivement l’utilisation réelle du DCI et leur satisfaction. Pour la gestion du changement, l’étude a relevé des facteurs explicatifs de l’adoption et de l’utilisation d’un DCI. La modélisation a aussi mis en lumière les interrelations qui évoluent en fonction de stades de déploiement différents d’un DCI. Ces résultats pourront orienter les décideurs et les agents de changement quant aux mesures à déployer pour optimiser les bénéfices d’une infostructure entièrement électronique dans les systèmes de santé.

Méthodes de rééchantillonnage en méthodologie d'enquête

Le sujet principal de cette thèse porte sur l'étude de l'estimation de la variance d'une statistique basée sur des données d'enquête imputées via le bootstrap (ou la méthode de Cyrano). L'application d'une méthode bootstrap conçue pour des données d'enquête complètes (en absence de non-réponse) en présence de valeurs imputées et faire comme si celles-ci étaient de vraies observations peut conduire à une sous-estimation de la variance. Dans ce contexte, Shao et Sitter (1996) ont introduit une procédure bootstrap dans laquelle la variable étudiée et l'indicateur de réponse sont rééchantillonnés ensemble et les non-répondants bootstrap sont imputés de la même manière qu'est traité l'échantillon original. L'estimation bootstrap de la variance obtenue est valide lorsque la fraction de sondage est faible. Dans le chapitre 1, nous commençons par faire une revue des méthodes bootstrap existantes pour les données d'enquête (complètes et imputées) et les présentons dans un cadre unifié pour la première fois dans la littérature. Dans le chapitre 2, nous introduisons une nouvelle procédure bootstrap pour estimer la variance sous l'approche du modèle de non-réponse lorsque le mécanisme de non-réponse uniforme est présumé. En utilisant seulement les informations sur le taux de réponse, contrairement à Shao et Sitter (1996) qui nécessite l'indicateur de réponse individuelle, l'indicateur de réponse bootstrap est généré pour chaque échantillon bootstrap menant à un estimateur bootstrap de la variance valide même pour les fractions de sondage non-négligeables. Dans le chapitre 3, nous étudions les approches bootstrap par pseudo-population et nous considérons une classe plus générale de mécanismes de non-réponse. Nous développons deux procédures bootstrap par pseudo-population pour estimer la variance d'un estimateur imputé par rapport à l'approche du modèle de non-réponse et à celle du modèle d'imputation. Ces procédures sont également valides même pour des fractions de sondage non-négligeables.

The impact of topical prostaglandin analogs on the biomechanical properties of the cornea in patients with open angle glaucoma

Justification: Le glaucome entraîne une perte progressive de la vision causée par la détérioration du nerf optique. Le glaucome est répandu dans le monde et cause la cécité dans environ sept millions de personnes. Le glaucome touche plus de 400 000 Canadiens et sa prévalence augmente avec le vieillissement de la population.1,2 Il s'agit d'une maladie chronique surnoise dont les symptômes se manifestent uniquement lors des stades avancés et qui peuvent mener à la cécité. Présentement, le seul moyen possible d’arrêter la progression du glaucome au stade initial est de diminuer la pression intra-oculaire (PIO). Les analogues de prostaglandines (APG) topiques sont fréquemment utilisées comme traitement de première ligne. Cependant, la recherche démontre que cette classe de médicaments peut changer certaines propriétés de la cornée, et possiblement influencer la mesure de la PIO.3 Objectif: À déterminer si l'utilisation d'APG affecte les propriétés biomécaniques de la cornée. La conclusion sera basée sur l'analyse intégrée des résultats obtenus de l'analyseur Reichert oculaire Réponse (ORA), la tonométrie par applanation de Goldmann (TAG) et la pachymétrie ultrasonographique. Le deuxième objectif potentiel de cette étude est de déterminer la corrélation, le cas échéant, entre les propriétés biomécaniques de la cornée, l'épaisseur de la cornée centrale (ECC) et la PIO chez les patients subissant un traitement d’APG topique. L'hypothèse principale de cette étude est que l’APG influence les propriétés de la cornée telles que l'épaisseur centrale, l'élasticité et la résistance. Patients et méthodes : Soixante-dix yeux de 35 patients, âgés de 50-85 ans, atteints de glaucome à angle ouvert (GAO) et traités avec APG topique ont été examinés. Seulement les sujets avec une réfraction manifeste entre -6,00 D et +4,25 D ont été inclus. Les critères d'exclusion sont: patients avec n'importe quelle autre maladie de la cornée de l’œil, telles que la dystrophie endothéliale de Fuch’s et kératocône, ou tout antécédent de traumatisme ou d'une chirurgie de la cornée, ainsi que le port de lentilles de contact. Nous avons demandé aux patients atteints du glaucome qui ont des paramètres stables et qui utilisent l’APG dans les deux yeux de cesser l’APG dans l'œil moins affecté par la PIO, et de continuer l’utilisation d’APG dans l'œil contralatéral. Le meilleur œil est défini comme celui avec moins de dommage sur le champ visuel (CV) (déviation moyenne (DM), le moins négatif) ou une PIO maximale historique plus basse si la DM est égale ou encore celui avec plus de dommage sur la tomographie par cohérence optique (TCO, Cirrus, CA) ou la tomographie confocale par balayage laser (HRT, Heidelberg, Allemagne). Toutes les mesures ont été prises avant la cessation d’APG et répétées 6 semaines après l’arrêt. Les patients ont ensuite recommencé l’utilisation d’APG et toutes les mesures ont été répétées encore une fois après une période supplémentaire de 6 semaines. Après commencer ou de changer le traitement du glaucome, le patient doit être vu environ 4-6 semaines plus tard pour évaluer l'efficacité de la goutte.4 Pour cette raison, on été décidé d'utiliser 6 semaines d'intervalle. Toutes les mesures ont été effectuées à l’institut du glaucome de Montréal par le même technicien, avec le même équipement et à la même heure de la journée. L'œil contralatéral a servi comme œil contrôle pour les analyses statistiques. La tonométrie par applanation de Goldmann a été utilisée pour mesurer la PIO, la pachymétrie ultrasonographique pour mesurer l'ECC, et l’ORA pour mesurer les propriétés biomécaniques de la cornée, incluant l'hystérèse cornéenne (HC). L’hypothèse de l'absence d'effet de l'arrêt de l’APG sur les propriétés biomécaniques a été examiné par un modèle linéaire à effets mixtes en utilisant le logiciel statistique R. Les effets aléatoires ont été définies à deux niveaux: le patient (niveau 1) et l'œil de chaque patient (niveau 2). Les effets aléatoires ont été ajoutés au modèle pour tenir compte de la variance intra-individuelle. L’âge a également été inclus dans le modèle comme variable. Les contrastes entre les yeux et les temps ont été estimés en utilisant les valeurs p ajustées pour contrôler les taux d'erreur internes de la famille en utilisant multcomp paquet dans R. Résultats: Une augmentation statistiquement significative due l 'HC a été trouvée entre les visites 1 (sur APG) et 2 (aucun APG) dans les yeux de l'étude, avec une moyenne (±erreur standard) des valeurs de 8,98 ± 0,29 mmHg et 10,35 ± 0,29 mmHg, respectivement, correspondant à une augmentation moyenne de 1,37 ± 0,18 mmHg (p <0,001). Une réduction significative de 1,25 ± 0,18 mmHg (p <0,001) a été observée entre les visites 2 et 3, avec une valeur moyenne HC finale de 9,09 ± 0,29 mmHg. En outre, une différence statistiquement significative entre l’oeil d’étude et le contrôle n'a été observée que lors de la visite 2 (1,01 ± 0,23 mmHg, p <0,001) et non lors des visites 1 et 3. Une augmentation statistiquement significative du facteur de résistance conréen (FRC) a été trouvée entre les visites 1 et 2 dans les yeux de l'étude, avec des valeurs moyennes de 10,23 ± 0,34 mmHg et 11,71 ± 0,34 mmHg, respectivement. Le FRC a ensuite été réduit de 1,90 ± 0,21 mmHg (p <0,001) entre les visites 2 et 3, avec une valeur moyenne FRC finale de 9,81 ± 0,34 mmHg. Une différence statistiquement significative entre l’oeil d’étude et le contrôle n'a été observée que lors de la visite 2 (1,46 ± 0,23 mmHg, p <0,001). Une augmentation statistiquement significative de l'ECC a été trouvée entre les visites 1 et 2 dans les yeux de l'étude, avec des valeurs moyennes de 541,83 ± 7,27 µm et 551,91 ± 7,27 µm, respectivement, ce qui correspond à une augmentation moyenne de 10,09 ± 0,94 µm (p <0,001). L'ECC a ensuite diminué de 9,40 ± 0,94 µm (p <0,001) entre les visites 2 et 3, avec une valeur moyenne finale de 542,51 ± 7,27 µm. Une différence entre l’étude et le contrôle des yeux n'a été enregistré que lors de la visite 2 (11,26 ± 1,79 µm, p <0,001). De même, on a observé une augmentation significative de la PIO entre les visites 1 et 2 dans les yeux de l'étude, avec des valeurs moyennes de 15,37 ± 0,54 mmHg et 18,37 ± 0,54 mmHg, respectivement, ce qui correspond à une augmentation moyenne de 3,0 ± 0,49 mmHg (p <0,001). Une réduction significative de 2,83 ± 0,49 mmHg (p <0,001) a été observée entre les visites 2 et 3, avec une valeur moyenne de la PIO finale de 15,54 ± 0,54 mmHg. L’oeil de contrôle et d’étude ne différaient que lors de la visite 2 (1,91 ± 0,49 mmHg, p <0,001), ce qui confirme l'efficacité du traitement de l’APG. Lors de la visite 1, le biais de la PIO (PIOcc - PIO Goldmann) était similaire dans les deux groupes avec des valeurs moyennes de 4,1 ± 0,54 mmHg dans les yeux de contrôles et de 4,8 ± 0,54 mmHg dans les yeux d’études. Lors de la visite 2, après un lavage de 6 semaines d’APG, le biais de la PIO dans l'œil testé a été réduit à 1,6 ± 0,54 mmHg (p <0,001), ce qui signifie que la sous-estimation de la PIO par TAG était significativement moins dans la visite 2 que de la visite 1. La différence en biais PIO moyenne entre l'étude et le contrôle des yeux lors de la visite 2, en revanche, n'a pas atteint la signification statistique (p = 0,124). On a observé une augmentation peu significative de 1,53 ± 0,60 mmHg (p = 0,055) entre les visites 2 et 3 dans les yeux de l'étude, avec une valeur de polarisation finale de la PIO moyenne de 3,10 ± 0,54 mmHg dans les yeux d'études et de 2,8 ± 0,54 mmHg dans les yeux de contrôles. Nous avons ensuite cherché à déterminer si une faible HC a été associée à un stade de glaucome plus avancé chez nos patients atteints du glaucome à angle ouvert traités avec l’APG. Lorsque l'on considère tous les yeux sur l’APG au moment de la première visite, aucune association n'a été trouvée entre les dommages sur le CV et l'HC. Cependant, si l'on considère seulement les yeux avec un glaucome plus avancé, une corrélation positive significative a été observée entre la DM et l'HC (B = 0,65, p = 0,003). Une HC inférieure a été associé à une valeur de DM de champ visuelle plus négative et donc plus de dommages liés au glaucome. Conclusions : Les prostaglandines topiques affectent les propriétés biomécaniques de la cornée. Ils réduisent l'hystérèse cornéenne, le facteur de résistance cornéen et l'épaisseur centrale de la cornée. On doit tenir compte de ces changements lors de l'évaluation des effets d’APG sur la PIO. Plus de recherche devrait être menées pour confirmer nos résultats. De plus, d’autres études pourraient être réalisées en utilisant des médicaments qui diminuent la PIO sans influencer les propriétés biomécaniques de la cornée ou à l'aide de tonomètre dynamique de Pascal ou similaire qui ne dépend pas des propriétés biomécaniques de la cornée. En ce qui concerne l'interaction entre les dommages de glaucome et l'hystérésis de la cornée, nous pouvons conclure qu' une HC inférieure a été associé à une valeur de DM de CV plus négative. Mots Clés glaucome - analogues de prostaglandines - hystérèse cornéenne – l’épaisseur de la cornée centrale - la pression intraoculaire - propriétés biomécaniques de la cornée.

Essays in macro finance and monetary economics

Les questions abordées dans les deux premiers articles de ma thèse cherchent à comprendre les facteurs économiques qui affectent la structure à terme des taux d'intérêt et la prime de risque. Je construis des modèles non linéaires d'équilibre général en y intégrant des obligations de différentes échéances. Spécifiquement, le premier article a pour objectif de comprendre la relation entre les facteurs macroéconomiques et le niveau de prime de risque dans un cadre Néo-keynésien d'équilibre général avec incertitude. L'incertitude dans le modèle provient de trois sources : les chocs de productivité, les chocs monétaires et les chocs de préférences. Le modèle comporte deux types de rigidités réelles à savoir la formation des habitudes dans les préférences et les coûts d'ajustement du stock de capital. Le modèle est résolu par la méthode des perturbations à l'ordre deux et calibré à l'économie américaine. Puisque la prime de risque est par nature une compensation pour le risque, l'approximation d'ordre deux implique que la prime de risque est une combinaison linéaire des volatilités des trois chocs. Les résultats montrent qu'avec les paramètres calibrés, les chocs réels (productivité et préférences) jouent un rôle plus important dans la détermination du niveau de la prime de risque relativement aux chocs monétaires. Je montre que contrairement aux travaux précédents (dans lesquels le capital de production est fixe), l'effet du paramètre de la formation des habitudes sur la prime de risque dépend du degré des coûts d'ajustement du capital. Lorsque les coûts d'ajustement du capital sont élevés au point que le stock de capital est fixe à l'équilibre, une augmentation du paramètre de formation des habitudes entraine une augmentation de la prime de risque. Par contre, lorsque les agents peuvent librement ajuster le stock de capital sans coûts, l'effet du paramètre de la formation des habitudes sur la prime de risque est négligeable. Ce résultat s'explique par le fait que lorsque le stock de capital peut être ajusté sans coûts, cela ouvre un canal additionnel de lissage de consommation pour les agents. Par conséquent, l'effet de la formation des habitudes sur la prime de risque est amoindri. En outre, les résultats montrent que la façon dont la banque centrale conduit sa politique monétaire a un effet sur la prime de risque. Plus la banque centrale est agressive vis-à-vis de l'inflation, plus la prime de risque diminue et vice versa. Cela est due au fait que lorsque la banque centrale combat l'inflation cela entraine une baisse de la variance de l'inflation. Par suite, la prime de risque due au risque d'inflation diminue. Dans le deuxième article, je fais une extension du premier article en utilisant des préférences récursives de type Epstein -- Zin et en permettant aux volatilités conditionnelles des chocs de varier avec le temps. L'emploi de ce cadre est motivé par deux raisons. D'abord des études récentes (Doh, 2010, Rudebusch and Swanson, 2012) ont montré que ces préférences sont appropriées pour l'analyse du prix des actifs dans les modèles d'équilibre général. Ensuite, l'hétéroscedasticité est une caractéristique courante des données économiques et financières. Cela implique que contrairement au premier article, l'incertitude varie dans le temps. Le cadre dans cet article est donc plus général et plus réaliste que celui du premier article. L'objectif principal de cet article est d'examiner l'impact des chocs de volatilités conditionnelles sur le niveau et la dynamique des taux d'intérêt et de la prime de risque. Puisque la prime de risque est constante a l'approximation d'ordre deux, le modèle est résolu par la méthode des perturbations avec une approximation d'ordre trois. Ainsi on obtient une prime de risque qui varie dans le temps. L'avantage d'introduire des chocs de volatilités conditionnelles est que cela induit des variables d'état supplémentaires qui apportent une contribution additionnelle à la dynamique de la prime de risque. Je montre que l'approximation d'ordre trois implique que les primes de risque ont une représentation de type ARCH-M (Autoregressive Conditional Heteroscedasticty in Mean) comme celui introduit par Engle, Lilien et Robins (1987). La différence est que dans ce modèle les paramètres sont structurels et les volatilités sont des volatilités conditionnelles de chocs économiques et non celles des variables elles-mêmes. J'estime les paramètres du modèle par la méthode des moments simulés (SMM) en utilisant des données de l'économie américaine. Les résultats de l'estimation montrent qu'il y a une évidence de volatilité stochastique dans les trois chocs. De plus, la contribution des volatilités conditionnelles des chocs au niveau et à la dynamique de la prime de risque est significative. En particulier, les effets des volatilités conditionnelles des chocs de productivité et de préférences sont significatifs. La volatilité conditionnelle du choc de productivité contribue positivement aux moyennes et aux écart-types des primes de risque. Ces contributions varient avec la maturité des bonds. La volatilité conditionnelle du choc de préférences quant à elle contribue négativement aux moyennes et positivement aux variances des primes de risque. Quant au choc de volatilité de la politique monétaire, son impact sur les primes de risque est négligeable. Le troisième article (coécrit avec Eric Schaling, Alain Kabundi, révisé et resoumis au journal of Economic Modelling) traite de l'hétérogénéité dans la formation des attentes d'inflation de divers groupes économiques et de leur impact sur la politique monétaire en Afrique du sud. La question principale est d'examiner si différents groupes d'agents économiques forment leurs attentes d'inflation de la même façon et s'ils perçoivent de la même façon la politique monétaire de la banque centrale (South African Reserve Bank). Ainsi on spécifie un modèle de prédiction d'inflation qui nous permet de tester l'arrimage des attentes d'inflation à la bande d'inflation cible (3% - 6%) de la banque centrale. Les données utilisées sont des données d'enquête réalisée par la banque centrale auprès de trois groupes d'agents : les analystes financiers, les firmes et les syndicats. On exploite donc la structure de panel des données pour tester l'hétérogénéité dans les attentes d'inflation et déduire leur perception de la politique monétaire. Les résultats montrent qu'il y a évidence d'hétérogénéité dans la manière dont les différents groupes forment leurs attentes. Les attentes des analystes financiers sont arrimées à la bande d'inflation cible alors que celles des firmes et des syndicats ne sont pas arrimées. En effet, les firmes et les syndicats accordent un poids significatif à l'inflation retardée d'une période et leurs prédictions varient avec l'inflation réalisée (retardée). Ce qui dénote un manque de crédibilité parfaite de la banque centrale au vu de ces agents.

Identification des mesures d’inégalité dans les modèles de sélection

Dans ce mémoire, je considère un modèle de sélection standard avec sélection non aléatoire. D’abord, je discute la validité et la ‘‘sharpness ’’ des bornes sur l’intervalle interquantile de la distribution de la variable aléatoire latente non censurée, dérivées par Blundell et al. (2007). Ensuite, je dérive les bornes ‘‘sharp ’’ sur l’intervalle interquantile lorsque la distribution observée domine stochastiquement au premier ordre celle non observée. Enfin, je discute la ‘‘sharpness’’ des bornes sur la variance de la distribution de la variable latente, dérivées par Stoye (2010). Je montre que les bornes sont valides mais pas nécessairement ‘‘sharp’’. Je propose donc des bornes inférieures ‘‘sharp’’ pour la variance et le coefficient de variation de ladite distribution.

Essays in economics of information

Cette thèse est une collection de trois articles en économie de l'information. Le premier chapitre sert d'introduction et les Chapitres 2 à 4 constituent le coeur de l'ouvrage. Le Chapitre 2 porte sur l’acquisition d’information sur l’Internet par le biais d'avis de consommateurs. En particulier, je détermine si les avis laissés par les acheteurs peuvent tout de même transmettre de l’information à d’autres consommateurs, lorsqu’il est connu que les vendeurs peuvent publier de faux avis à propos de leurs produits. Afin de comprendre si cette manipulation des avis est problématique, je démontre que la plateforme sur laquelle les avis sont publiés (e.g. TripAdvisor, Yelp) est un tiers important à considérer, autant que les vendeurs tentant de falsifier les avis. En effet, le design adopté par la plateforme a un effet indirect sur le niveau de manipulation des vendeurs. En particulier, je démontre que la plateforme, en cachant une partie du contenu qu'elle détient sur les avis, peut parfois améliorer la qualité de l'information obtenue par les consommateurs. Finalement, le design qui est choisi par la plateforme peut être lié à la façon dont elle génère ses revenus. Je montre qu'une plateforme générant des revenus par le biais de commissions sur les ventes peut être plus tolérante à la manipulation qu'une plateforme qui génère des revenus par le biais de publicité. Le Chapitre 3 est écrit en collaboration avec Marc Santugini. Dans ce chapitre, nous étudions les effets de la discrimination par les prix au troisième degré en présence de consommateurs non informés qui apprennent sur la qualité d'un produit par le biais de son prix. Dans un environnement stochastique avec deux segments de marché, nous démontrons que la discrimination par les prix peut nuire à la firme et être bénéfique pour les consommateurs. D'un côté, la discrimination par les prix diminue l'incertitude à laquelle font face les consommateurs, c.-à-d., la variance des croyances postérieures est plus faible avec discrimination qu'avec un prix uniforme. En effet, le fait d'observer deux prix (avec discrimination) procure plus d'information aux consommateurs, et ce, même si individuellement chacun de ces prix est moins informatif que le prix uniforme. De l'autre côté, il n'est pas toujours optimal pour la firme de faire de la discrimination par les prix puisque la présence de consommateurs non informés lui donne une incitation à s'engager dans du signaling. Si l'avantage procuré par la flexibilité de fixer deux prix différents est contrebalancé par le coût du signaling avec deux prix différents, alors il est optimal pour la firme de fixer un prix uniforme sur le marché. Finalement, le Chapitre 4 est écrit en collaboration avec Sidartha Gordon. Dans ce chapitre, nous étudions une classe de jeux où les joueurs sont contraints dans le nombre de sources d'information qu'ils peuvent choisir pour apprendre sur un paramètre du jeu, mais où ils ont une certaine liberté quant au degré de dépendance de leurs signaux, avant de prendre une action. En introduisant un nouvel ordre de dépendance entre signaux, nous démontrons qu'un joueur préfère de l'information qui est la plus dépendante possible de l'information obtenue par les joueurs pour qui les actions sont soit, compléments stratégiques et isotoniques, soit substituts stratégiques et anti-toniques, avec la sienne. De même, un joueur préfère de l'information qui est la moins dépendante possible de l'information obtenue par les joueurs pour qui les actions sont soit, substituts stratégiques et isotoniques, soit compléments stratégiques et anti-toniques, avec la sienne. Nous établissons également des conditions suffisantes pour qu'une structure d'information donnée, information publique ou privée par exemple, soit possible à l'équilibre.

Contributions of local, lateral and contextual habitat variables to explaining variation in fisheries productivity metrics in the littoral zone of a reservoir

Puisque l’altération des habitats d’eau douce augmente, il devient critique d’identifier les composantes de l’habitat qui influencent les métriques de la productivité des pêcheries. Nous avons comparé la contribution relative de trois types de variables d’habitat à l’explication de la variance de métriques d’abondance, de biomasse et de richesse à l’aide de modèles d’habitat de poissons, et avons identifié les variables d’habitat les plus efficaces à expliquer ces variations. Au cours des étés 2012 et 2013, les communautés de poissons de 43 sites littoraux ont été échantillonnées dans le Lac du Bonnet, un réservoir dans le Sud-est du Manitoba (Canada). Sept scénarios d’échantillonnage, différant par l’engin de pêche, l’année et le moment de la journée, ont été utilisés pour estimer l’abondance, la biomasse et la richesse à chaque site, toutes espèces confondues. Trois types de variables d’habitat ont été évalués: des variables locales (à l’intérieur du site), des variables latérales (caractérisation de la berge) et des variables contextuelles (position relative à des attributs du paysage). Les variables d’habitat locales et contextuelles expliquaient en moyenne un total de 44 % (R2 ajusté) de la variation des métriques de la productivité des pêcheries, alors que les variables d’habitat latérales expliquaient seulement 2 % de la variation. Les variables les plus souvent significatives sont la couverture de macrophytes, la distance aux tributaires d’une largeur ≥ 50 m et la distance aux marais d’une superficie ≥ 100 000 m2, ce qui suggère que ces variables sont les plus efficaces à expliquer la variation des métriques de la productivité des pêcheries dans la zone littorale des réservoirs.

Individual and Collective Responsiveness to Climate Change: A Response to Dwyer

Commentaire / Commentary

L’étendue effective de pratique des infirmières oeuvrant en santé mentale et le niveau de formation

L’importance du rôle de l’infirmière dans le système de santé autant au niveau de l’accessibilité que la qualité et la sécurité des soins et services donnés à la population est reconnue. Pour être en mesure d’exercer pleinement ce rôle, les infirmières doivent être en mesure d’exercer à leur pleine étendue de pratique. Les infirmières œuvrant dans le domaine de la santé mentale n’y font pas exception. Or, les recherches démontrent que les infirmières ne parviennent pas à mettre en oeuvre l’ensemble des activités pour lesquelles elles détiennent la formation et l’expérience. Cette recherche vise à mesurer l’étendue de pratique effective des infirmières oeuvrant en santé mentale ainsi qu’à identifier l’influence du niveau de formation sur cette étendue de pratique. Cette étude prend appui sur le SCOP model de Déry et al. (2015) qui mentionne que certaines caractéristiques de l’environnement et individuelles, telles que le niveau de formation, peuvent influencer l’étendue effective de la pratique des infirmières. Le déploiement de cette étendue de pratique a le potentiel d’influencer à son tour la satisfaction professionnelle des infirmières (Déry et al., 2013), la qualité des soins aux patients ainsi que d’autres variables organisationnelles telles que l’accessibilité, les durées moyennes de séjours et les coûts. Un devis corrélationnel descriptif a été retenu pour cette étude. Un questionnaire de type Likert a été complété par les infirmières (n=80) d’un Institut universitaire en santé mentale du Québec. Des analyses de la variance ont été utilisées pour comparer les moyennes d’étendue de pratique selon les ni-veaux de formation. Les résultats démontrent un déploiement sous-optimal de l’étendue de la pratique des infirmières (4,24/6; E.T.= 0,63). Cette étendue de pratique est tout de même supérieure à l’étendue de pratique des infirmières d’autres milieux qui a été mesurée à l’aide du questionnaire de l’étendue de la pratique infirmière (QÉPI). Les analyses effectuées concernant l’influence du niveau de formation sur l’étendue de pratique n’ont révélées aucune différence significative entre les niveaux de formation F (3, 77) = 0,707, p = 0,551. Le niveau de formation des infirmières, la présence d’un biais de représentation, le manque de puissance statistique et certaines caractéristiques de l’emploi peuvent expliquer ces résultats. Les résultats de cette étude semblent constituer une recherche empirique initiale puisqu'il s’agit à ce jour de l’unique recherche à avoir mesuré l’étendue de pratique des infirmières œuvrant en santé mentale à l’aide du QÉPI et à avoir tenté de connaître l’influence que pouvait avoir le niveau de formation sur l’étendue de leur pratique.

Factorisation de la fonction de partition du modèle d'Ising en deux dimensions défini sur deux régions contiguës

Mémoire numérisé par la Division de la gestion de documents et des archives de l'Université de Montréal

Un calcul algébrique détaillé de la fonction de partition du modèle d'Ising bidimensionnel

Mémoire numérisé par la Division de la gestion de documents et des archives de l'Université de Montréal

Impact de la taille de la partition de l'espace-paramètre sur les résultats des tests d'hypothèses multiples sous différentes fonctions de perte

Mémoire numérisé par la Direction des bibliothèques de l'Université de Montréal.

Testing Mean-Variance Efficiency in CAPM with Possibly Non-Gaussian Errors : An Exact Simulation-Based Approach

In this paper we propose exact likelihood-based mean-variance efficiency tests of the market portfolio in the context of Capital Asset Pricing Model (CAPM), allowing for a wide class of error distributions which include normality as a special case. These tests are developed in the frame-work of multivariate linear regressions (MLR). It is well known however that despite their simple statistical structure, standard asymptotically justified MLR-based tests are unreliable. In financial econometrics, exact tests have been proposed for a few specific hypotheses [Jobson and Korkie (Journal of Financial Economics, 1982), MacKinlay (Journal of Financial Economics, 1987), Gib-bons, Ross and Shanken (Econometrica, 1989), Zhou (Journal of Finance 1993)], most of which depend on normality. For the gaussian model, our tests correspond to Gibbons, Ross and Shanken’s mean-variance efficiency tests. In non-gaussian contexts, we reconsider mean-variance efficiency tests allowing for multivariate Student-t and gaussian mixture errors. Our framework allows to cast more evidence on whether the normality assumption is too restrictive when testing the CAPM. We also propose exact multivariate diagnostic checks (including tests for multivariate GARCH and mul-tivariate generalization of the well known variance ratio tests) and goodness of fit tests as well as a set estimate for the intervening nuisance parameters. Our results [over five-year subperiods] show the following: (i) multivariate normality is rejected in most subperiods, (ii) residual checks reveal no significant departures from the multivariate i.i.d. assumption, and (iii) mean-variance efficiency tests of the market portfolio is not rejected as frequently once it is allowed for the possibility of non-normal errors.