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71Dans le cadre de cette étude, nos échantillons sont dépendants et nos variables sontordinales. Aussi, nous adoptons l'échelle de « Likert modifiée» (Trochim, 2006) commeparamètre d'évaluation. Cette échelle, comprend quatre cotes : pas du tout utile (-2), peuutile (-1), utile (1) et très utile (2) (les détails sont présentés à la sous-section 4.3.3). Pourévaluer la stabilité des opinions des participants, nous adoptons le test non paramétrique de« Wilcoxon », tel que suggéré par Siegel (1957). L'hypothèse nulle suppose qu'il n'y a pasde différence d' opinions, sur l' évaluation d'un indicateur donné, entre deux toursconsécutifs. Le test est bilatéral avec un niveau de confiance a = So/oet nous rejetons1 'hypothèse nulle si la valeur « p » relative à un indicateur est inférieure à a j 2=2,5% (0,025), et présumons que la différence d'opinions de deux tours consécutifs estsignificative.Pour mesurer le degré d 'accord entre les participants, nous adoptons la règle de lamaj orité de choix, tel qu' utilisée par Morin (1989) 30 dans le cadre de sa thèse doctoralepour identifier des indicateurs de performance consensuels. Ce degré d'accord estreprésenté par la somme des effectifs pour les niveaux « utile » et « très utile ». En effet,nous pouvons avoir deux sortes de participants, les «extrémistes», qui tendent à choisirdes options extrêmes et les « centristes », qui tendent à choisir les options modérées. Ainsi,dès qu'un participant attribue la cote « utile », nous assumons que 1 'utilité de 1 'indicateurest pertinente alors que s 'il attribue la cote «peu utile», nous présumons que l' inutilité del'indicateur est pertinente.30Pour Morin (1 989), la règle de décision est >83,33% lors du deuxième tour.