Vérification — Les annexes du guide (A, B, C, D)

Fiche de traçabilité des annexes du guide de rechargement, de leurs sources LaTeX et du traité PDF. Voir l'index du chantier et la méthode.

Contrôle du 2026-08-18.

• Les quatre annexes ont été traitées en un seul dossier : A (étude de cas), B (patchs et jags), C (répartition des masses d'étuis) et D (fondements statistiques). Elles ne sont pas indépendantes — D fonde les méthodes, C lui sert de justification, A les applique.
• Recalcul intégral par la loi de Student non centrée, la loi du χ², et 300 000 tirages de simulation pour la forme des groupements.
• La fiche sécurité du 2026-08-10, qui avait déjà recalculé les mêmes facteurs de tolérance.

Les 268 quantiles tabulés de l'annexe D ont été recalculés un par un. Les facteurs de tolérance ont été refaits par la loi non centrée. Les trois séries de l'annexe A ont été soumises à un test de Welch, à un test de rangs et à une simulation de puissance. La table de l'annexe C a été confrontée à un test d'ajustement, puis à 200 000 lots simulés. Cinq formulations sont branchées au détecteur d'affirmations périmées et éprouvées en rejouant chaque panne, des deux côtés.

L'annexe D publiait, sous le titre « couverture 95 %, confiance 95 % », une table de facteurs de tolérance qui est en réalité la table à confiance 90 %. Le recalcul ne laisse aucun doute — six des sept valeurs coïncident au millième :

Un facteur de tolérance trop petit donne une borne trop basse : le sens permissif, exactement comme les trois facteurs C.I.P. du dossier sécurité. Le lecteur qui vérifiait qu'une charge reste sous un plafond de pression se croyait couvert à 95 % et l'était à 90 %.

L'approximation était écrite avec χ²_γ, le quantile haut. Une borne de tolérance supérieure doit protéger du cas où <var>s</var> a sous-estimé σ : c'est la queue basse, donc le quantile d'ordre 1−γ. Prise au pied de la lettre, la formule publiée rend <var>k</var> = 1,34 pour <var>n</var> = 5 — en dessous de la valeur asymptotique 1,645, ce qui reviendrait à dire que cinq tirs bornent la population plus étroitement qu'un échantillon infini. La section D.5 de la même annexe énonçait pourtant déjà la bonne règle. La bonne explication était encore une fois quelques paragraphes plus haut.

Au passage, la phrase qui commentait la précision de l'approximation disait l'inverse de la mesure : elle annonçait une précision qui « s'améliore avec n » et qui « peut dévier sensiblement pour les très petits échantillons ». L'écart relevé est de −0,05 % à n = 4, −0,7 % à n = 5, et −3,1 % à n = 20 et 30. L'approximation est au mieux là où le texte la disait au pire.

Les facteurs de tolérance C.I.P. avaient été recalculés et corrigés le 2026-08-10 dans safety.tex et securite.php : 5,75 / 3,99 / 3,30 / 2,87, arrondis vers le haut parce qu'un critère de conformité ne se sous-estime pas. L'annexe D portait toujours 5,75 / 3,94 / 3,27 / 2,85 — les valeurs d'avant la correction, dans les deux supports.

C'est-à-dire que le chapitre qui applique les facteurs avait été corrigé, et l'annexe qui les démontre ne l'avait pas été. Un lecteur suivant la dérivation depuis la section sécurité arrivait sur une table qui contredisait celle d'où il venait, présentée comme « exacte ».

Le quantile intermédiaire de la vérification était faux aussi : le texte donnait t′(0,95 ; 4 ; 5,2018) ≈ 12,856 pour retomber sur 5,749 ≈ 5,75. La valeur est 12,8375, qui donne 5,7411. Le nombre avait été ajusté pour tomber sur la conclusion voulue.

Le détecteur de dérive ne comparait que les dix chapitres numérotés. Les quatre annexes, la section sécurité, l'introduction et la page des sources n'étaient confrontées à rien du tout. La correction du 10 août est passée par ce trou.

Le détecteur couvre désormais 17 paires. Son extension a immédiatement produit quinze signalements, dont deux classes distinctes :

• des faux positifs de géométrie TikZ (height=6cm lu comme une cote de 60 mm) — un filtre les retire, en laissant les étiquettes des figures lisibles, puisque c'est dans une étiquette de figure que le dossier sécurité avait trouvé son erreur ;
• un vrai défaut de l'extracteur web, décrit ci-dessous.

L'extracteur web désentifiait le HTML avant d'en retirer les balises. Or < devient <, et le retrait des balises repart alors de ce faux chevron et dévore tout jusqu'au > suivant — la fin de la ligne. L'annexe D écrit ses probabilités ainsi :

<li>P(&mu; &minus; &sigma; &lt; X &lt; &mu; + &sigma;) &asymp; 68,27&nbsp;%</li>

Les trois probabilités de la règle des sigmas disparaissaient du côté web. Le détecteur les annonçait « absentes du web » alors qu'elles étaient à l'écran, et n'importe quelle valeur écrite après une inégalité subissait le même sort. La fonction voisine qui calcule l'empreinte de prose, dix lignes plus bas dans le même fichier, faisait les deux opérations dans le bon ordre depuis toujours.

Corrigé, et doté de son propre jeu d'autotests HTML — le premier du script, qui n'en avait que pour le LaTeX. Remis dans l'ancien ordre, l'autotest sort en 1 et nomme le cas.

L'étude de cas compare dix groupements de trois coups par munition et conclut que les rechargements préparés font « environ 16 % mieux » que la munition d'usine de match. Les agrégats publiés (1,111 / 0,750 / 0,628 po) sont arithmétiquement exacts. La conclusion ne suit pas :

L'intervalle de confiance à 95 % sur la différence court de −0,058 à +0,301 pouce : il contient zéro. Et en simulant ce protocole exact contre une amélioration vraie de 16 %, l'écart n'atteint le seuil de signification que dans une campagne sur six. L'essai avait une chance sur six de détecter l'effet qu'il annonçait.

L'argument d'appoint tombe aussi. Le texte présentait la « plage plus étroite entre meilleur et pire » comme « la signature de la vraie précision ». Mais la dispersion est proportionnelle à la taille : rapportée à la moyenne, la série basique est bien la plus erratique à 48 %, la munition d'usine se tient à 29 % et le lot préparé à 30 %. Relativement à son propre groupement, le lot préparé n'était pas le plus régulier.

Ce dossier arrive juste après celui du chapitre 6, qui a corrigé le même travers — diagnostiquer sur trois coups. L'annexe A faisait exactement ce que le chapitre 6 venait d'interdire, dans le même volume.

L'annexe C présente « les données ci-dessous représentent un lot de 500 douilles .223 Remington pesées ». Un test d'ajustement rend χ² = 0,41 à 8 degrés de liberté. Un vrai échantillon de 500 en donne 9,3 en médiane, et sur 200 000 lots simulés tirés de cette loi exacte, aucun n'a atteint 0,41. C'est une courbe normale (μ = 92,07 gr, σ = 0,35 gr) tabulée et arrondie au nombre entier de douilles.

Ce serait anodin — une illustration de forme est légitime — si l'annexe D ne l'avait pas citée comme preuve empirique de la normalité : « hypothèse bien étayée empiriquement … (voir annexe C) ». Une courbe normale tabulée ne prouve pas que la distribution est normale. Les deux annexes disent maintenant ce qu'elles sont.

Second défaut, plus petit : les classes annoncées « par incréments de 0,1 grain » sont espacées de 0,2 grain (91,0–91,1 puis 91,2–91,3). La moitié de l'axe des masses ne tombait dans aucune classe, et les effectifs totalisaient pourtant 500.

L'annexe D posait que « la quantité mesurée — vitesse initiale, taille de groupement, masse d'étui — suit une loi normale », en invoquant le théorème central limite. Le théorème ne s'applique pas à une taille de groupement : ce n'est pas une somme de petits effets, c'est le maximum des distances entre impacts, une statistique de valeur extrême.

L'asymétrie ne décroît pas avec l'échantillon, contrairement à celle d'une moyenne. Et l'annexe se contredisait elle-même : sa section D.2 explique que l'étendue extrême est une mauvaise métrique parce qu'elle croît avec le nombre de tirs — or une taille de groupement est une étendue extrême. Le texte corrigé isole l'exception et renvoie au chapitre 6.

Les 268 quantiles tabulés sont exacts, sans une seule exception : 16 quantiles de la loi normale, 120 de la loi de Student, 132 de la loi du χ². Aucun écart au-delà du dernier chiffre publié. C'est la table la plus fiable rencontrée dans cette passe.

L'attribution de la dérivation non centrée. L'annexe la présente « d'après l'analyse » d'un manuel de rechargement francophone. L'ouvrage n'est ni dans la bibliothèque du site ni sur le disque : l'attribution n'a pas pu être contrôlée. L'algèbre, elle, est exacte et se vérifie seule.

Un prénom d'auteur, corrigé sur source. La bibliographie donnait Ralph G. Resnikoff pour l'article de 1955. Le co-auteur de Gerald J. Lieberman est George J. Resnikoff, le même qui signe avec lui les tables de la loi non centrée en 1957. Corrigé. Le reste de la référence — revue, volume, pages, année — est exact. ⚠️ C'est la deuxième attribution fautive de ce guide, après celle du chapitre 5 : sur ce document, les noms sont moins fiables que les nombres.

Les dimensions de jags de l'annexe B. Les conversions sont exactes, mais les cotes en pouces elles-mêmes viennent de catalogues de fabricants qui n'ont pas été rouverts. Le tableau des patchs donne par ailleurs une taille plus grande pour le .224 à percussion centrale que pour le .22 annulaire, à alésage pratiquement identique — c'est attribué au style de jag, ce qui est plausible, mais n'a pas été vérifié. Non modifié.

Deux divergences éditoriales figées entre les deux éditions. L'édition française convertit trois tailles de patchs en millimètres (29, 35, 45 mm) là où l'anglaise n'en donne que les pouces — conversions exactes. Et l'introduction française chiffre la résolution d'une balance à ±0,02 grain, précision absente de l'anglaise et invérifiable sans savoir de quel appareil il s'agit. Aucune des deux n'est une erreur ; toutes deux sont désormais acquittées dans la référence du détecteur. ⚠️ Réserve constante : une divergence figée peut masquer une divergence future sur la même grandeur.

En revanche, une phrase de sécurité manquait vraiment côté français — « une balance qui lit 0,1 grain de trop suffit à faire passer une charge maximale en zone dangereuse » — et elle a été portée, plutôt que figée.

Fiche établie le 2026-08-18. Les tables étaient parfaites ; c'est ce qui les entourait qui ne l'était pas.