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Étalonnage et critique des Tests. Technique Psychométrique. - compte-rendu ; n°1 ; vol.33, pg 878-893

De
17 pages
L'année psychologique - Année 1932 - Volume 33 - Numéro 1 - Pages 878-893
16 pages
Source : Persée ; Ministère de la jeunesse, de l’éducation nationale et de la recherche, Direction de l’enseignement supérieur, Sous-direction des bibliothèques et de la documentation.
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3° Étalonnage et critique des Tests. Technique Psychométrique.
In: L'année psychologique. 1932 vol. 33. pp. 878-893.
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3° Étalonnage et critique des Tests. Technique Psychométrique. In: L'année psychologique. 1932 vol. 33. pp. 878-893.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1932_num_33_1_5245A'\A'r;YSK's iTriiiJtx; liAcinvii i>;s 878
lorsque les mots du test (ou les desssins) se rapportent à des objets
ou à des situations familières à la population rurale. E. S.
1635. — S. BYZOV. — A propos de l'analyse psychophysiologique
des épreuves sur appareils (en russe). — Sovietskata Psykhotekh-
p:' 352-35». nika, V, 5-6/ 1932,
Analyse psychophysiologique dit comportement de plus de t5+> ap
prentis cheminots pendant l'exécution d'un test de Couvé. Les sujets
devaient introduire des pièces métalliques de forme différente dans
des fentes de forme appropriée, et cela aussi rapdemerit que possible.
Les auteurs décrivent les comportements observés qui tout en variant
peuvent aboutir à un résultat final identique (par exemple certains
sujets procèdent par des essais successifs, mais les inconvénients de
cette méthode sont compensés par la rapidité des mouvements). On
a pu déceler aussi des différences importantes dans la mise en train
et dans les réactions émotionnelles (rougeur, tremblement, mimique),
ainsi que de faibles perturbations cardio-vasculaires d'origine proba
blement émotive, activantes chez les uns (par exemple, augmentation
de la tension systolique), déprimantes chez les autres. Ces réactions
émotionnelles se sont reproduites au cours d'un deuxième essai,
après quatre mois d'apprentissage, et malgré l'assurance donnée
aux adolescents du but purement scientifique de l'expérience.
Ce test a présenté une corrélation positive avec les tests d'atten
tion de Bourdon (0,32), l'intelligence spatiale (Friedrich) (0,3ï),
l'intelligence générale (Rossolimo) (0,32) et surtout avec les épreuves
d'intelligence technique : Bourdon, coup d'œil, mémoire spatiale
des nombres (Couvé), attention technique (Rupp), test de Friedrich,
intelligence (Novikov) : 0,30 + 0,04. L'âge, l'origine
sociale et l'instruction influencent peu les résultats. La valeur pro
nostique est de 0,54 pour les apprentis supérieurs, comme pour les
tourneurs (corrélation de rangs). É. S.
3° Étalonnage et critique des tests.
Technique psychométrique 1
1686. — F. L. WELLS. — Army Alpha- Revised (La revision du
test Alpha de V armée). — Pers. J., X, 1932, p. 411-417.
Le libellé de certains tests Alpha de l'armée n'étant plus adapté
aux conditions nouvelles (notamment les tests 1 et 8), A. a procédé à
on remaniement de l'échelle Alpha et a abouti à une série dont
l'application est plus facile que celle des tests de l'armée et dont la
notation est plus rapide. Des essais ont montré que les résultats mé
dians étaient pratiquement lés mêmes que ceux de l'ancienne batterie
et les autres caractéristiques du test (fidélité, répartition, etc.),
également satisfaisantes. D. W.
1637 — H. FEfNBERG. — the Stanford revision of the Binet-
1. Voir aussi les N<* 553. 1237, 1366. ÉTALONNAGE ET CRITIQUE DES TESTS 879
Simon tests compared with the Pintner-Paterson short performance
scale [Comparaison de la révision Stanford des tests de Bïhét- Simon
cl de V échelle abrégée de Pintner-Palersoti). — J. of genet. Ps., XL
2, 1932, p. 486-499.
L'application des tests de Pintner-Paterson (short performance
scale) d'une part, de l'échelle Binet-Stanford d'autre part, à 807 su
jets, dont 597 enfants et 210 adultes, a permis la comparaison des
résultats de ces deux méthodes qui ne s'adressent pas aux mômes
aspects de l'intelligence.
Les corrélations (de + 0,6 à + 0,9 environ) ont été plus élevées
chez les enfants que chez les adultes. On n'a pas constaté de diffé
rence significative entre les sexes. Les âges mentaux concordent
assez bien, excepté pour les sujets supérieurs et les adultes, probable
ment du fait d'un plafond trop bas des tests de Pintner-Paterson.
A. B.-F.
1638. — D. DURLING. — Note on the comparative reliability of
the Stanford- Binet below the age of six [Note sur la fidélité com
parée des tests Stanford- Binet pour les âges au-dessous de six). — ■
.1. of appl. Ps., XVI, 3, 1932, p. 331-333".
Sur 216 enfants dont les âges mentaux ont varié de 3 a 18, le coef
ficient de corrélation entre deux applications a été de 0,83 ; pour
76 enfants d'âges inférieurs à 6 : r = 0,79, ce qui indiquerait une
constance du même ordre. D. W.
1639. — R. E. PERKINS. — A study of the relation of brightness
to Stanford Binet test performance (Une étude des rapports de V in
telligence avec le rendement dans les tests Stanford- Binet). — J. of
appl. Ps., XVI, 2, 1932, p. 205-216.
En comparant les enfants du même âge mental, mais d'âge chro
nologique différent, l'A. a pu montrer que certains tests faisant partie
de la batterie de Binet dans la révision de Stanford étaient mieux
réussis par les enfants rétardés (Q. I. <[ 90) que par les enfants de
Q. I. normal ou supérieur, ce qui semble bien indiquer qu'ils relèvent
davantage de l'expérience acquise que de l'intelligence innée. Ce
sont les tests déjà fréquemment caractérisés comme tests relevant
des connaissances : indiquer la date, rendre la monnaie, interpréter
les images, compléter les faits divers. Au contraire les épreuves die
compréhension, de ressemblances, de phrases absurdes, de mémoire
de dessins, de phrases en désordre et de chiffres à l'envers fournissent
des réussites de beaucoup plus fréquentes chez les enfants de Q. I.
supérieur. D. W.
1640. — M. E. BROOM. — Note on the validity and reliability of
the total scores yielded by the Pressey X-0 Test of the emotions
(Note sur la validité et la fidélité des résultais totaux fournis par le
test XO de Pressey pour l'a détermination des émotions). — ■ .T. of
appl. Ps., XVI, 6, 1932, p. 681-684.
L'application du test de Pressey à 300 étudiants qui se sont d'autre
part jugés eux-mêmes au point de vue des différents, traits de carac
tère par le test et ont été également jugés par leurs camarades, '
880 ANALYSES iilBLlOGKAlJlUyU£S
a fourni des coefficients de fidélité insuffisants et des intercorréla
tions décevantes. D. W.
1641. — J. C. LAUDERBACH et E. HAUSE. — On the reliability
and validity of derived scores yielded by the Mac Call, multi-
mental scale (Sur la fidélité et la validité des résultats de V échelle
multi-mentale de Me Call). — J. of appl. Ps., XVI, 3, 1932, p. 322-
O t) o
Sur 150 élèves des classes 4, 5 et 6e deux applications du test de
Me Call, à un an d'intervalle, ont donné un coefficient de constance
de 0,79, — • 57 sujets ont donné lors de la 2e application un Q. I. plus
élevé, les différences variant de 1 à 45 points avec un médian de
9,7 points ; pour 90 sujets ayant fourni une diminution, le
des différences a été de 7,6. Le test a fourni des corrélations élevées
avec les connaissances scolaires (r = 0,75). D. W.
1642. — Mme H. PIËRON. — L'étalonnage d'un test de classement
de cartes. — B. I. N. O. P., IV, 5, 1932, p. 101-112.
Très souvent utilisée comme test d'habileté manuelle et de rapi
dité motrice, ou comme test d'attention, cette épreuve n'a été que
rarement publiée avec des chiffres d'étalonnage. Le travail de l'au
teur portant sur 184 enfants de 12 ans (90 garçons et 94 filles) utilise
un test comprenant 64 cartes variant à la fois de forme (quatre diffé
rentes) et de couleur (quatre également). Chaque sujet fait quatre
classements en fonction de la forme, en fonction de la couleur, et
une semaine après en sens inverse (couleur d'abord puis forme).
On note le temps et on pénalise en ajoutant par faute 1 /64e du
temps moyen. Les temps pénalisés et bruts sont d'ailleurs si proches
qu'il semble que l'on puisse négliger cette complication de l'éva
luation.
Le décilage donne les valeurs suivantes (nous ne reproduisons
que les quartiles) :
Pilles
l0 25° SO» 75» 100°
l'25" l'43" 3'17" 55" 1/2 Forme 53" 1'27" Couleur
Garçons
56" l'24" 2'23" Forme 1 52" l'24" 2'8" I'll) Couleur
Pour les valeurs moyennes des deux expériences successives, les
filles ont mis pour les formes l'42" pour la lre et l'22" pour la s
econde ; pour les couleurs l'25" et l'l2". Les garçons ont donné : ÉTALONNAGE KT CRITIQUE DKS TESTS 881
1'31|V et 1'25" et pour les couleurs 1'22" et I'll". pour les formes
La constance est satisfaisante, mais il y a certainement une influence
de l'apprentissage. Il y a dès différences assez nettes entre les sexes,
les garçons par exemple s'améliorent de 89 % à la 2e expérience
en ce qui concerne les fautes commises, les filles de 36 % seulement,
bien que le nombre total des erreurs soit plus petit pour les premiers.
Les corrélations calculées séparément entre le test et toute une série
de tests intellectuels, de mémoire visuelle, d'attention et d'apprent
issage, sont très faibles (de — ■ 0,03 à + 0,27). L'épreuve semble
donc mesurer à peu près exclusivement la rapidité motrice. M. F. <
1643. — HEUYER et BAILLE. — Tests moteurs dans l'orientation
professionnelle des anormaux de l'intelligence et du caractère. —
An. Méd.-ps., XVI, n, 3, 1932, p. 317-331.
Etalonnage pour les âges de 13-14 ans. de 15 à 16 ans, de 17 à
18 ans, de 7 tests moteurs : vissage d'écrous, enfilage d'aiguilles,
placement de petites tiges métalliques par paquets de quatre, plachevilles'
cement de de bois de différentes couleurs, enfilage de
perles, triage de perles, placement de dés et chevilles. H. W.
1644. — H. DIRKS. — Experimentelle Untersuchungen des Socialen
Verhaltens [Etudes expérimentales, du comportement social). — Z.
für ang. Ps., XLIII, 3-4, 1932, p. 193-270.
Henning avait proposé comme méthode d'étude du caractère
un test à deux sujets, ceux-ci ayant à travailler chacun à sa tâche
mais étant accouplés de telle sorte que l'attitude de l'un pouvait
favoriser ou entraver le travail de l'autre. Ces épreuves étaient
destinées à mettre en lumière des qualités telles que capacité de
diriger, attitude égoïste ou sociale. L'idée semblait féconde et quel
ques auteurs l'avaient reprise et développée. Cependant la validité
de ces tests ne fut jamais contrôlée de façon systématique. Le mérite
de l'A. consiste à avoir sinon épuisé, du moins abordé cette impor
tante question.
Des élèves qui furent désignés par le maître d'après leur degré
de capacité de diriger les autres furent testés à l'aide d'une série
d'épreuves telles que découpage au moyen de ciseaux accouplés :
recherche de fiches portant des nombres et devant constituer une
série arithmétique, chaque sujet pouvant manipuler seulement les
fiches d'une couleur donnée et étant invité à classer le plus grand
nombre possible de ses fiches ; composition de phrases également
avec des fiches de couleur particulière, puis encore quelques autres
tests analogues dont les résultats quantitatifs n'ont pu d'ailleurs
être utilisés.
Dans l'épreuve de découpage les différences entre les résultats
du même sujet au cours d'expériences répétées deux ou trois fois
ont été plus importantes que celles constatées entre les deux sujets
du couple, dans 127 cas sur 165. La validité de cette même épreuve
n'a pu être établie de façon suffisante, dans 67 % seulement des
cas les résultats des tests ayant coïncidé avec l'appréciation du
maître.
Les autres épreuves n'ont pas donné de meilleurs résultats et l'A.
l'année psychologique, xxxiii. 56 •
882 analyses jjxbuographiques
conclut à leur entière insuffisance, peut-être un peu hâtivement, car
l'inconstance des sujets comme aussi le désaccord avec le jugement
du maître auraient dû être comparés de façon un peu plus, systéma
tique avec la dispersion du groupe avant qu'il ne fût permis de consi
dérer la méthode comme inutilisable. Une critique importante fo
rmulée par l'A. reste cependant irréfutable : c'est la remarque que
quel que soit le perfectionnement qu'on puisse espérer apporter
à la technique, de par le principe même de la méthode, il est impossible
d'éviter que les résultats fournis par un sujet ne dépendent dans une
grande mesure du choix du partenaire. D. W.
1645. — R. MADDEN. — A Note on the eight and nine year levels
of Stanford- Binet [Note sur les niveaux deSet^s ans du lest Stanford-
Binet). — S. and S., XXXV, 931. 1932, p. 576.
L'expérience a été faite sur 92 enfants qui ont donné un Q. I.
moyen de 80.25. L'âge chronologique moyen était de 11 ans 4 mois ;
l'âge mental moyen de 9 ans, 1 mois.
L'A. recherchait la progression du succès en -fonction inverse de
l 'accroissement de l'âge. 11 a trouvé un nombre régulièrement décrois
sant, excepté pour les niveaux de 8 et 9 ans où les réponses justes
sont à peu près équivalentes.
Il en conclut que le Stanford-Binet présente une lacune dans les
tests de ces deux âges, puisqu'il ne permet pas une bonne discr
imination. L. B.
1646. — A. ARGELÀNDER. — Bine IntelUgenzpruîung au Stu
dierenden nach dem Testverfahren von Bobertag (Un examen
d' intelligence chez des étudiants d'après le procédé de Bobertag). —
Z. für Ps., GXXII1, 1931, p. 1-19
Les épreuves portent sur l'intelligence logique, le calcul, la con
naissance de la langue, etc. La difficulté des différentes épreuves
est évaluée au moyen des résultats statistiques eux-mêmes. La corré
lation des tests particuliers est moins élevée que chez Bobertag.
On étudie en particulier la corrélation de chaque type d'épreuve
avec l'ensemble des- tests considéré comme mesure de l'intelligence
générale. Il est à noter qu'il subsiste parfois de grandes différences
entre les résultats d'épreuves qui paraissent à priori apparentées
et semblent se rapporter aux mêmes aptitudes (par exemple les
épreuves de calcul). P. G.
1647. — G. M. PETERSON. — An empirical Study of the ability
to generalize (Etude empirique de l'aptitude à généraliser). — J.of
gen. Ps., VI, 1, 1932, p. 90-114.
L'aptitude à généraliser a été étudiée sur un groupe d'écoliers
(5e à 12e classes) à l'aide d'un test composé de 20 questions ana
logues, précédées chacune d'une démonstration : il s'agissait chaque
fois, mais en variant poids et distances, d'équilibrer les bras d'un
levier. Le sujet devait arriver à dégager le principe (égalité des
moments) de l'opération. Les résultats ont été très cohérents (homo
généité de 0,907). A niveau scolaire constant, les corrélations entre
l'aptitude envisagée et l'âge, d'une part, l'intelligence d'autre part, ■
ÉTALONNAGE ET CRITIQUE DES TESTS 883
sont insignifiantes. Mais il y a une légère dépendance positive (0,30)
entre cette aptitude et le niveau scolaire, l'âge et l'intelligence étant
fixés. Ainsi, il semble qu'un aspect important de l'intelligence, non
ignoré par la sélection scolaire, ait été négligé dans les tests d'intell
igence usuels.
Il y a une légère supériorité des garçons sur les filles. A. F.
1648. — R. M. SIMPSON. — The mechanical aptitudes of 312 pri
soners (Les aptitudes mécaniques de 312 prisonniers). — J. of appl.
Ps., XVI, 5, 1932, p. 485-496.
Le test des images de Stenqvist, série 1, appliqué à 312 prisonniers,
a montré des corrélations positives avec les tests Alpha de l'Armée,
le médian de ceux qui s'étaient classés dans le quartile supérieur
pour le test de Stenqvist ayant été de 87,0 points, alors que les sujets
du quartile inférieur n'avaient atteint que le médian de 25,9 points.
La corrélation entre le test de l'Armée et le test de Stenqvist a été
de 0,46 et à âge constant, de 0,45.
L'A- pose, sans la résoudre, la question de savoir à quoi attribuer
le fait d'une telle corrélation, sensiblement plus élevée que celles
obtenues par d'autres auteurs, en particulier dans les belles recher
ches sur l'aptitude mécanique, conduites à l'Université de Minnesota.
Mais il est probable que la dispersion dans le groupe des prisonniers
est bien plus considérable que chez les écoliers des grandes classes
des écoles primaires sur lesquels ont travaillé les chercheurs de
Minnesota, ce qui expliquerait l'existence des corrélations plus élevées
chez les prisonniers.
L'A. a négligé ce point, majs il a, par contre, examiné les relations
entre les réussites dans le test de Stenqvist et l'expérience profes
sionnelle des sujets. Il apparaît nettement que ceux qui ont obtenu
de meilleurs résultats dans le test de ont été bien davan
tage en contact avec les travaux mécaniques. D. W.
1649. — BRASILIA LEME LOPES. — A attençao concentrada
explorada pelo test de cancellamento (L'attention concentrée explorée
par le test de barrage). — Ar. Br. de H. M., V, 2, 1932, p. 40.-62.
Emploi du test de Toulouse-Piéron, en faisant barrer 3 des signes
jusqu'à la fin des 1.600 signes du tableau, chez 76 sujets adultes
(37. hommes, 39 femmes), ce qui, dans la moitié des cas, donne une
impression de fatigue.
Une relation a été faite de la rapidité (d'après la durée totale) et
de l'exactitude relative (avec l'indice de Whipple en divisant le
nombre des signes à barrer, diminué des additions erronées, par
le de ces signes augmenté des omissions). L'efficience globale
a été calculée encore par une formule de Whipple en divisant par
Je temps total l'indice d'exactitude (multiplié par 1000). Les résultats
à ces trois points de vue des 76 sujets sont donnés avec représentation
des courbes de fréquence.
Voici les valeurs repères obtenues dans le centilage fondé sur ces
mesures (où 600 signes sur 1.600 doivent être barrés) : J
884 ANALYSES BIBLIOGKAPIIIQUES
Durée totale (sec.) Exactitude relative
I:! omines Femmes II onimes Femmes Hommes Femmes
100 0 , 980 0 , 983 0,966 1,483 932 652
1036 ,| 1036 0,9« 0,949 0,790 0,819 75. .... .
50 1260 1276 0,912 0,693 0,920 0,717
25 1497 1536 0,860 0,869 0,567 0,604
0 1870 1932 0,520 0,409 0,160 0,645
Le médian montre une légère supériorité féminine.
La corrélation entre vitesse et exactitude s'est montrée négative
! — • 0,269), mais assez faible. Dans l'examen des cas individuels,
on trouve qu'il y a des types rapides exacts et des lents inexacts,
mais moins nombreux que les inexacts.
L'efficience, calculée par l'indice de Whipple, est surtout influencée
par la vitesse (corrélation de -f 0,91.8 contre 0,091 avec l'exactitude),
en sorte qu'elle ne donne pas une évaluation unifiée satisfaisante.
L'auteur de ce très soigneux travail réfute les objections faites
à ce. test qui exigerait une vue particulièrement bonne ou entraî
nerait surtout de la fatigue oculaire, et conclut que c'est bien essen
tiellement une épreuve des capacités d'attention concentrée.
H. P.
1650. — TH. SIMON. — L'épreuve du barrage des A, ou les diff
icultés de l'expérimentation. — B. S. A. B., XXXII, 1932, p. 159-
164.
Critique très judicieuse du test de barrage qui est équivoque
et d'une interprétation très difficile. On ne sait pas exactement ce
qu'on mesure et les résultats eux-mêmes varient de manière non
univoque. Ni le nombre de fautes, ni la vitesse ne sont des crit
ériums clairs. Ce qui influe sur le résultat, c'est la « situation » d'en
semble, et cela défie toute mesure. I. M.
1651. — J. WOJCIECHOWSKI. — A propos des évaluations glo
bales des résultats des épreuves psychotechniques (En polonais). ■ —
Psychot., VI, 3, 1932, p. 124-132.
L'A. reprend la discussion soulevée dans un des numéros précé
dents de la Psychotechnika par Biegeleisen.
Après avoir rappelé toutes les difficultés d'ordre pratique et
théorique que rencontre tout essai d'une évaluation globale des
résultats obtenus par plusieurs tests, W. émet l'opinion qu'une petite
échelle de notation convient mieux pour les buts pratiques imméd
iats de la sélection et de l'orientation professionnelle qu'un système
compliqué et visant à trop de précision. Il préconise notamment
une échelle de 4 degrés: bons, moyennement bons, moyennement
faibles et inaptes. Ces degrés seraient déterminés par la com
paraison du nombre de bonnes notes (a), de moyennes (b) et ET CRITIQUE DES TESTS 885 ÉTALONNAGE
de mauvaises (c), obtenues par le sujet dans l'ensemble des tests.
Ainsi, les bons seraient ceux chez qui a >> b + c, moy. bons ceux
dont a <C b + e et i.< c, moy. faibles a <Z b + c et b << c et les
inaptes ceux chez qui a = 0 ou bien a <Z -—-■■-'- là . Ces notes devraient
A tre complétées par des observations sur le caractère des sujets.
A. R.-G.
1652. — H. ORMIAN. — Comment évaluer la rapidité dans la
solution des tests ? (En polonais). — ■ Psychot., VI, 3, 1032, p. J 33-
130.
O. propose la formule suivante pour la notation des tests d'intell
igence à temps limité : S (ou note globale) = n -\- y où n = nombre
de points obtenus pour la solution, y = nombre de minutes non em
ployées, t = temps limite. La rapidité entrerait ainsi enlignedecompte,
puisque les sujets ayant terminé leur travail avant l'expiration du
délai imposé seraient de lasorte, et ajuste titre, avantagés par rapport
aux autres. O. démontre le bien-fondé de sa formule en se reportant
à la définition classique de Stern (intelligence, aptitude à s'adapter
aux problèmes nouveaux). La rapidité imposée est ici une des con
ditions nouvelles auxquelles le sujet a à s'adapter. A. R.-G.
1653. — H. ZANIEWSKA-KLAWE. — Recherches sur la variab
ilité des résultats des tests [En polonais). — ■ Psychot., VI, 4, 1932,
p. 188-197.
L'A. a appliqué sur 23 élèves des écoles communales, des 2 sexes,
âgés de 13 à 15 ans le test modifié de coup d'œil de Mœrs, consistant
à diviser en 2 parties égales 8 lignes de 10 centimètres chaque. Le
test a été refait à 10 reprises, à des intervalles de quelques jours.
L'évaluation a été faite à l'aide des M. A. des erreurs pour les 8 lignes.
En classant ses sujets en 3 groupes, l'A. a constaté que 17 (ou 74 %)
sont restés dans les mêmes groupes. Ayant complété les résultats
du test par un questionnaire concernant la régularité de travail,
le soin dans l'écriture et le dessin, l'égalité d'humeur, elle a remarqué
que, d'une façon générale, la stabilité des résultats du test est en
rapport direct avec tous ces caractères. Il semble difficile cependant
de définir lequel d'entre eux correlate le plus avec la stabilité dans
les épreuves psychotechniques. A. R.-G.
1654. — GODFREY H. THOMSON. — The standardization oî
group tests and the scatter oî intelligence quotients : a contri
bution to the theory of examining (La standardisation des tests
par groupes d'âges et la dispersion des quotients d'intelligence :
une contribution à la théorie des examens). — ■ Br. .T. of Ed. Ps.,
II, 1932, p. 92-112 et 125-138.
L'auteur, tout en reconnaissant que les avantages du Q. 1. sont
multiples, trouve que cette technique tend parfois à pénaliser l'en
fant intelligent mais âgé dans un certain groupe d'âge. Il propose
donc à la suite de recherches poursuivies depuis douze ans sur le. i

88f> ANALYSES 1! I B UOG UAIMII Q i: KS
niveau mental d'enfants de 11 ans, de substituer au Q. I. un résultat
moyen fixé à 50 pour éviter toute confusion et qui pourrait donner
ainsi une équivalence d'âge pratiquement parfaite à tous les niveaux
d'intelligence. H. A.
1655. — B. L. WELMANN. — Some new bases for interpretation
of the I. Q. {Quelques nouvelles bases pour V interprétation du Q. /.).
— J. of genet. Ps., XLI, 1, 1932, p. 116-126.
Les écoles maternelles et primaires rattachées à l'Université
d'Iowa offrent un champ d'investigations très favorable aux recher
ches nécessitant l'observation suivie des enfants. C'est ainsi que
l'application des tests Binet-Stanford et Binet- Kuhlmann a été
faite à plusieurs reprises, jusqu'à 7 fois, sur plus d'un millier d'en
fants, à des intervalles de temps variant de 6 mois à plusieurs années.
Les valeurs moyennes obtenues ont été de 110 pour la lre applica
tion du test (1.3o3 sujets), de 119 pour les 2e et 3e applications
(1 .027 sujets) et de 124 pour les épreuves 4 à 7. Les gains les plus sen
sibles ont été obtenus par le groupe des enfants inférieurs, aux enfants
moyens ; leur Q. I. s'est élevé de 28 points au cours des épreuves.
Pour les autres groupes, le gain a été de 22 points (sujets moyens),
de 3 points (supérieurs), de 5 points (très supérieurs) et nul (« génies »).
Il faut signaler également le fait que les améliorations d'une épreuve
à l'autre sont très marquées de l'automne au printemps et prat
iquement nulles pour l'intervalle printemps-automne. A. B.-F.
1656. — E. A. LINCOLN et V. L. WADLEIGH. — Change and
constancy in group test I. Q. S. ( Variations et constance dans
le Q. I. des tests collectifs). — S. and S., XXXV, 905, 1 932, p. 606-608.
Les éducateurs se plaignent des variations que présente le Q. I.
suivant les différents tests appliqués sur le même sujet, même à
des intervalles de temps très courts. Les A. se sont proposé d'étu
dier la nature, l'étendue et la signification de ces variations.
Ils ont calculé les I. Q. de 154 enfants, donnés par 3 tests collectifs
différents. Sur les 390 comparaisons possibles entre les Q. I. obtenus,
ils ont trouvé : 11 résultats identiques ; 111 variations dé 1 à 4 points
(54 gains, 57 pertes) ; 124 variations de 5 à 9 points (53 et 71) ;
85 de 10 à 14 points et, ainsi de suite en diminuant jusqu'à 2 varia
tions de 35 points. Les pertes sont beaucoup plus sensibles que les
gains.
Ceci prouve qu'il ne faut pas se contenter d'un seul Q. L, car si,
dans l'ensemble, 70 % des Q. I. ne changent pas en substance, il
n'existe aucun moyen pour reconnaître quels sont ces 70 sur cent
qui ont été correctement mesurés. L. B.
1657. — E. LOWRY. — Increasing the I. Q. (Le développement du
Q. L). — S. and S., XXXV, 893, 1932, p. 179-180.
L'habileté d'un enfant à lire est-elle indicatrice d'une différence
dans son Q. I. tel qu'il est déterminé par un test collectif d'intell
igence ? L'A. répond affirmativement avec preuves statistiques à
l'appui. L.B.

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