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— Psychologie appliquée - compte-rendu ; n°1 ; vol.54, pg 246-267

De
23 pages
L'année psychologique - Année 1954 - Volume 54 - Numéro 1 - Pages 246-267
22 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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F. Bacher
G. Bernyer
J. Cambon
S Larcebeau
V. Ledoux
A. Léon
M. Pétin
Maurice Reuchlin
E. Valin
VII. — Psychologie appliquée
In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°1. pp. 246-267.
Citer ce document / Cite this document :
Bacher F., Bernyer G., Cambon J., Larcebeau S, Ledoux V., Léon A., Pétin M., Reuchlin Maurice, Valin E. VII. — Psychologie
appliquée. In: L'année psychologique. 1954 vol. 54, n°1. pp. 246-267.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1954_num_54_1_30187VII. — Psychologie appliquée
EYSENGK (II. J.). — The logical basis of factor analysis (Les bases
logiques de l'analyse faclorielle). — Amer. Psychologist, 1953, S,
105-114.
Dans cet article, Eysenck présente une série de considérations théo
riques tendant à justifier l'emploi des méthodes factorielles en psychol
ogie. L'analyse factorielle, dit-il, est la partie des statistiques qui
traite de l'analyse de l'interdépendance. Cette position de l'analyse
factorielle n'entraîne pas qu'il n'y ait qu'une seule technique, une seule
méthode et un seul but pour tous les travaux effectués dans ce domaine.
En réalité, on distingue, en analyse factorielle, 3 buts principaux, 3 points
de vue principaux de considérer la nature des facteurs qui sont étroit
ement liés à ces buts, et une grande variété de méthodes d'extraction et de
techniques de rotation.
Les 3 buts de l'analyse factorielle sont les mêmes que ceux des autres
branches des statistiques. On peut utiliser les facteurs :
1° Comme statistiques descriptives : un facteur, quelle que soit su
fonction, est toujours descriptif d'un échantillon donné, d'une popul
ation. C'est la position de Kellcy. La définition des facteurs n'implique
dans ce cas aucune signification psychologique ;
2° Pour suggérer une hypothèse ;
3° confirmer ou réfuter une hypothèse.
A chacun de ces buts, Eysenck fait correspondre une définition
formelle des facteurs : le facteur est alors simplement défini par sa
fonction.
Considérant le 2e et le 3e but de l'analyse factorielie, Eysenck insiste
tout d'abord sur le fait qu'elle ne peut s'appliquer à n'importe quel type
d'hypothèses, mais seulement à celles qui concernent la structure et
l'organisation. Elle ne peut, en outre, à des données réunies
au hasard, sans aucune espèce d'hypothèse dans l'esprit ; l'utilisation de
données non sélectionnées peut conduire à des échecs qui ne peuvent être
invoqués pour fournir des arguments contre la méthode elle-même.
Lorsque l'analyse factorielle est employée pour suggérer, confirmer ou
réfuter une hypothèse, il y a nécessairement un rapport causal impliqué
dans la notion de facteur, et, nous dit Eysenck, les facteurs peuvent alors
être considérés comme « des influences causales hypothétiques sous-
jacentes, déterminant les parentés observées dans un groupe de varia
bles ». Et ceci l'amène à discuter de la nature des facteurs isolés. Selon le
but assigné à l'analyse factorielle, les facteurs seront considérés : comme
des concepts purement statistiques (Kelley), comme dos principes
de classification (Burt), ou « comme s'ils » étaient des agents eau- PS Y C [TO LOO IE /VPPI.IO. I'EK Ik I
sals (Thurstone, Spearman). Eysenck reconnaît que des critiques ont été
formulées à cette dernière conception des facteurs, et que quelques
auteurs ont affirmé que môme si de telles causes pouvaient être décou
vertes dans la vie mentale, l'analyse factorielle n'avait pas le pouvoir de
les identifier et de les isoler. Eysenck répond tout d'abord que la plupart
des objections s'attaquent à la « réification » des facteurs et tiennent à une
profonde incompréhension de la nature des lois scientifiques et des
concepts. « Une loi scientifique n'est pas une partie de la nature, mais
seulement une manière de comprendre la nature. Il n'est pas raisonnable,
dit-il, de critiquer l'analyse factorielle parce qu'elle possède certains
traits qui sont caractéristiques de toute science. » II s'efforce ensuite de
donner des preuves positives de l'efficacité des méthodes factorielles en
s'appuyant sur 4 exemples ; mais, il ne nous apparaît pas que ces exemp
les apportent les preuves annoncées, et fournissent des arguments
capables de réfuter les critiques d'une conception causale des facteurs
formulées par des auteurs tels que Burt.
Dans la dernière partie de son exposé qui traite des méthodes d'ana
lyse factorielle, Eysenck indique que si toutes les peuvent
convenir à un but purement descriptif, la simple structure de Thurstone
lui apparaît comme seule capable de dégager des facteurs auxquels on
puisse donner une signification psychologique.
Au total, si Eysenck n'apporte pas encore d'arguments décisifs pour
légitimer l'emploi des méthodes factorielles et préciser la nature des
facteurs, il a le mérite de rouvrir un débat en reposant un problème
essentiel que les chercheurs qui utilisent l'analyse factorielle ne peuvent
négliger.
G. B.
REUCHLIN (M.), VALIN {Y).). — Tests collectifs du Centre de
Recherches (B. C. R.). — B. I. N. O. P.. 1953. 3, 147 p.
Cette publication rend compte de l'étude de la batterie de tests du
Centre de Recherches de l'Institut national d'Étude du Travail et
d'Orientation professionnelle. Quinze épreuves plus ou moins inspirées
des récents travaux de factorialistes ont été classés par hypothèse
en 4 groupes : 3 épreuves étaient qualifiées de « spatiales >\ 4 étaient
« numériques », 4 « verbales » et 4 de « raisonnement « (induction,
déduction, etc.).
Toutes avaient été primitivement éprouvées quant à la difficulté de
leurs items et remaniées ou complétées après un essai sur 300 élèves de
lre année de Centres d'Apprentissage parisiens, mais l'étude principale
porte sur 1.908 garçons et filles urbains et ruraux de classes de fin
d'études primaires tirées au hasard dans 6 académies métropolitaines
elles-mêmes tirées au hasard.
Une élude comparative des résultats a d'abord permis de constater
par l'analyse de variance que la moyenne des garçons était supérieure à la
moyenne des filles dans 9 épreuves (surtout numériques et spatiales) et 248 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
que la moyenne des urbains était supérieure à celle des ruraux dans
9 épreuves (verbales et de « raisonnement »).
La fidélité calculée par la méthode « odd even » montre que 1 3 épreuves
sur 15 ont un coefficient de fidélité variant entre .73 et .90. L'ana
lyse factorielle a été effectuée sur les matrices d'intercorrélations de
chacun des groupes de population suivants : garçons urbains, filles
urbaines (villes de plus 50.000 habitants), garçons ruraux, filles rurales
(localités de moins de 2.000 habitants).
La recherche d'une structure factorielle facilement interprétable a été
conduite, à partir des facteurs bipolaires, par 3 méthodes différentes :
La méthode de Reyburn et Taylor qui consiste à choisir a priori
certains groupes de tests auxquels une certaine signification peut être
attachée et à faire passer les axes par ces groupes de tests.
La méthode multifactorielle de Thurstone : on sait que la recherche
d'une structure simple aboutit généralement à des facteurs obliques, les
vecteurs primaires étant en corrélation. Dans la présente étude, ces
corrélations entre facteurs obliques ont été analysées jusqu'à obtention
de facteurs de « second ordre » orthogonaux.
La méthode de Burt suivant laquelle on extrait en premier lieu le
facteur général, puis les facteurs de groupe qui se manifestent par la
présence de corrélations résiduelles.
Les résultats sont cohérents : à côté d'un facteur général important
couvrant 50 % de la variance expliquée et dont les épreuves « numér
iques » sont les plus saturées, les 4 groupements de tests constitués
hypothétiquement se retrouvent à peu de chose près sur les 4 populations
étudiées. Le groupe verbal se détache avec le plus de netteté ; il comprend
les tests « signification de mots, mots définis, phrases à compléter et
catégories verbales ». Puis vient le groupe numérique : différences entre
deux résultats, opérations énoncées, approximations numériques, opéra
tions à compléter et aussi les « symboles numériques » qui avaient été
classés a priori dans les épreuves de raisonnement. On retrouve égale
ment, assez souvent mêlés cependant, le groupe spatial (développements,
briques, structures) et le groupe raisonnement (groupes de lettres, dissem
blances géométriques, séries de lettres et symboles numériques).
En plus de ce recouvrement raisonnement-spatial, l'analyse a révélé la
présence d'un raisonnement-numérique dans les deux
groupes de garçons urbains et ruraux, et un facteur d'acquisitions sco
laires générales verbal-numérique a pu être mis en évidence chez les filles
urbaines.
A part de légères fluctuations, les résultats de l'analyse de second
ordre et les résultats fournis par la méthode de Burt sont en liaison
étroite, ce qui amène les auteurs à penser que « les analyses en facteurs
obliques ne peuvent pas servir de fondement à une théorie ou à une
pratique faisant abstraction d'un facteur cognitif général ayant à lui seul
un pouvoir explicatif au moins égal à celui de tous les facteurs de
groupe réunis ». E. V. PP\ CHOLOGir, APPLIQUÉE 249
BROWN (C. W.), GHISELL1 (E. E.). — Some generalizations
concerning the validity Of aptitude tests (Quelques généralisations
concernant la validité des tests d'aptitudes). — Person. Psychol., 1953,
6, 139-150.
On trouve dans la littérature psychologique des cinquante dernières
années un grand nombre d'études concernant la validité des tests
d'aptitudes, mais la plupart sont fragmentaires et très limitées On ne
trouve pas de recherche systématique telle que l'application d'une bat
terie de tests standardisés à un grand nombre de travailleurs appartenant
aux principaux groupes professionnels. Brown et Ghiselli ont fait une
large revue de la question, remontant jusqu'à 1919, et ils s'efforcent de
résumer la masse des informations recueillies sur la prédiction de la
valeur professionnelle.
Méthode : Un premier travail s'imposait : classification des tests d'une
part, des professions d'autre part. Il est évident que ces groupements
entraînent une perte de précision. Les auteurs en conviennent, ils
avouent aussi que leurs classifications, sans doute critiquables, n'ont pas
été réalisées d'un point de vue théorique, mais seulement pour la com
modité des usagers. Les tests sont répartis en 18 groupes et les pro
fessions classées en 21 groupes d'après la nature du travail et les tâches
qu'elles impliquent.
La revue de toutes les études consacrées aux questions de validité a
fourni plus de 3.500 corrélations entre tests et une mesure quelconque de
la valeur professionnelle. Pour chaque type de tests appliqué à chaque
type de professions, on calcula un coefficient de corrélation moyen
(moyenne pondérée des coefficients utilisables d'après le test d'homog
énéité de Fisher). Sur les 378 cases que contenait la table d'inter-
corrélations « tests-professions », 65 % purent être remplies.
Afin de reconnaître quels tests avaient les mêmes « patterns » de
coefficients de validité, on calcula toutes les corrélations possibles entre
tests, les professions tenant lieu de sujets et les coefficients denotes. Les
corrélations élevées indiquaient des « patterns » très voisins et les corré
lations faibles des « patterns » différents. On obtint, ainsi une matrice de entre 16 groupes de tests, deux ayant été éliminés à cause du
manque de données. Une analyse de cette table suivant la méthode de
Tryon permit de faire apparaître 3 « clusters ».
Le premier se composait, des tests d'intelligence, de mémoire imméd
iate, de substitutions, d'arithmétique, de comparaisons et de barrages.
On l'interpréta comme un « facteur intellectuel », Le second cluster était
de nature spatiale et, le troisième groupait les tests moteurs. Les inter
corrélations entre les 3 clusters sont toutes négatives et 2 sont très
faibles.
A l'intérieur d'un même cluster les tests ont des « patterns » de coeffi
cients de validité très semblables pour les différentes professions envi
sagées. Pour un autre cluster, les coefficients sont ordonnés tout diff
éremment relativement aux mêmes professions. Par cette méthode, on 250 !'.( nUOGH \PHIOU K S
réduit de 16 à .3 le nombre de dimensions suivant lesquelles la validité
d'un test doit être définie. Pour chaque groupe professionnel, on a calculé
une note dans chacun des 3 « clusters » en pondérant d'après les satura
tions des tests dans les facteurs la moyenne des coefficients de validité de
chaque test pour les différentes professions. Ainsi, pour chaque type de
professions, on avait 3 notes de validité pondérées, relatives aux
3 facteurs.
Résultats : Les résultats de cette étude confirment la plupart des
idées généralement admises en ce qui concerne la validité de certains
types de tests pour la prédiction de la réussite dans certains types de
professions, mais on y trouve quelques constatations originales ; entre
autres le fait que les tests spatiaux n'ont pas pour les métiers de la
mécanique des validités aussi élevées que celles qu'on leur attribue
ordinairement. Du point de vue de l'utilisateur, ce sont surtout les diffé
rences de validité du même test pour différentes professions, plutôt que
les validités absolues, qui sont intéressantes.
Cet essai, de l'avis même des auteurs, n'est qu'une approche assez
grossière, et d'une opportunité temporaire, d'autant plus qu'il porte sur
des données dont certaines sont déjà anciennes. Il serait souhaitable que
des études du même genre fussent élaborées au fur et à mesure que des
techniques nouvelles et plus perfectionnées permettront d'obtenir des
résultats plus précis et plus concluants.
S. L.
FAVERGE (J.-M.). — Le langage des communications dans l'analyse
du travail. — Bull. Centre Et. Rech, psychotechn., 1953, 1, 2-12.
L'auteur expose comment, dans l'analyse du travail, on peut substi
tuer à la théorie des aptitudes le langage des communications qui se
prête beaucoup mieux à une vérification expérimentale des hypothèses.
Cette substitution offre une méthode de pensée économique (fondée sur la
théorie mathématique de Shannon), et par son aspect quantitatif écarte
tout danger de verbalisme.
Le schéma théorique d'un système de communications s'établit
comme ci-dessous :
Source Voie de
d'information Emetteur communication sien al
Utilisation Récepteur
signal
II peut être simplifié si on réunit Source -j- Emetteur par exemple, ou
Récepteur 4- Utilisation, suivant les besoins. L'auteur donne différents
exemples de tâches analysées d'après ce schéma : travail du contrôleur, ■
S \ C H O T. O G I j-, \ l> P L I Q U K I •', '2 5 1 P
de la sténographe, du tourneur. Dans ce dernier cas, l'information n'est
pas distribuée automatiquement, l'ouvrier doit savoir à quel moment il
faut la recueillir. Bien souvent, le -professionnel sait recueillir l'info
rmation utile, sans pouvoir préciser comment, et sans connaître la nature
de cette information. « Un des objectifs de l'analyse du travail est de jeter
quelque clarté sur l'information utile pour le travail. »
Les lois élément aires qui définissent l'émission et la transmission de
l'information sont ensuite exposées :
1) Si la probabilité d'un événement est grande, il y a peu d'info
rmation émise lorsque cet se produit. Une source peut être considérée comme une suite d'états successifs ; quand
un état se produit, la quantité d'information i émise est fonction décrois
sante de la probabilité p de cet état : i — - - log2 p. On choisit 2 comme
base des logarithmes afin que l'information soit égale à l'unité (bit)
lorsque p =• - .
2) On appelle « entropie »la valeur moyenne de l'information II dont
la formule est la suivante : II ---. — Hpi log. pi.
3) 11 est maximum lorsque tous les signaux sont équiprobables.
C'est en quelque sorte une mesure de l'incertitude où l'on est du signal qui
apparaîtra. Une source qui émet des signaux suivant une certaine
séquence apporte moins d'information qu'une source dont les états
successifs sont indépendants puisque dans ce dernier cas H est maximum.
Une telle source est dite non redondante, la redondance étant caracté
risée par la non-indépendance et la non-équiprobabilité des signaux.
L'auteur relate ensuite un certain nombre d'expérimentations faites
par des psychologues américains, qui illustrent la signification psycho
logique de la quantité d'information :
— il existe une relation entre la quantité d'information et le temps
nécessaire pour percevoir le signal dans les expériences tachis-
toscopiques ;
— dans les expériences de temps de réaction de choix, après un
tissage prolongé du sujet, la quantité d'information est — log pj
et on a étudié la relation existant entre le temps de réaction et
cette quantité — log pj ;
— après avoir fait apprendre au sujet une suite de mots ou de lettres
pour laquelle la quantité d'information est calculée, on étudie la
relation entre la mesure du rappel immédiat de cette suite et la
quantité d'information ;
— l'intelligibilité d'un message est en relation avec la quantité
mation cou tenue dans ce message.
Après ces exemples empruntes à la psychologie expérimentale,
l'auteur en cite d'autres qui se rapportent à la appliquée.
Certaines tâches de l'apprenti tourneur sont décrites en termes de
langage des communications et on voit que cette description mène à des 252 VNALY5ES BIBLIOGRAPHIQUES
hypothèses directement contrôlables. Cette nouvelle technique paraît
présenter un grand intérêt pour l'étude des tâches professionnelles et la
pédagogie de l'apprentissage.
S. L.
BONNARDEL (R .). — Étude de la fidélité des notes dans les examens
du certificat d'aptitude professionnelle. Valeur comparée du pro
nostic établi à partir d'examens psychométriques. — Trav. Hum.,
1953, 16, 31-40.
L'étude porte sur un groupe de 49 apprentis de 3e année d'une école
d'apprentissage industrielle, répartis dans les 3 spécialités de la méca
nique : ajustage, fraisage, tournage. L'auteur souligne la très grande
homogénéité du groupe, résultat d'une double sélection : les moins bons
comme les meilleurs ayant été éliminés, à l'entrée en apprentissage pour
les premiers, et en fin de 2e année pour les seconds.
Pour ce groupe, les données rassemblées sont les suivantes :
1 ) Le détail des notes dans chacun des 4 examens x à blanc » passés en fin
de 3e année, peu de temps avant le C. A. P. ;
2) Les résultats obtenus au C. A. P. ;
3) Les notes psychométriques de l'examen d'entrée ;
4) Les de l'examen psychométrique de sortie.
1) Fidélité des noies d'examen du C. A. P. : Les corrélations
moyennes entre les 4 séries de notes (examens préparatoires), pour
chacune des matières suivantes : Français, Technologie, Mathémat
iques, Législation, Dessin, varient de .41 à .57 ; pour l'atelier, la corré
lation moyenne est très faible : .25. Les intercorrélations moyennes
entre les notes des diverses matières dans les 4 examens sont à peine
moins élevées, « ce qui indique, pour le groupe en question, la nette
prédominance de facteurs globaux par rapport aux facteurs spécifiques
de réussite dans chaque matière ».
Ces notes, obtenues au cours des examens « à blanc », sont-elles en
forte corrélation avec les notes au C. A. P. ? Les corrélations calculées
entre ces deux séries de valeurs sont, dans l'ensemble, inférieures à
celles qui existent entre les divers examens à blanc. Deux explications,
toutes deux très vraisemblables, sont proposées par l'auteur :
— les notes des examens « à blanc » sont données par les mêmes
seurs, professeurs qui connaissent bien les élèves qu'ils notent ;
— un facteur émotif peut intervenir dans l'examen du C. A. P.
2) Corrélations antre les notes d'examen « à blanc » et les notes
psychométriques d'entrée et de sortie : Les corrélations trouvées sont telles
que l'auteur peut conclure que la prédiction de réussite dans l'une des
matières des examens « à blanc », atelier excepté, se fait avec autant de
précision à partir des résultats de l'examen psychométrique d'entrée,
qu'à partir de la note obtenue dans cette même matière dans un autre PSYCHOLOG IK APPLIQUER 251}
examen « à blanc ». La corrélation moyenne entre la note psychomét
rique d'entrée et les notes globales des examens « à blanc » est .62 ;
cette corrélation atteint .77 si l'on supprime du total de l'examen la
note en atelier. Si, dans ces corrélations, on remplace les notes psycho
métriques d'entrée par celles de sortie, on trouve des valeurs plus
faibles, phénomène que peut expliquer la motivation beaucoup
forte qui joue lors de l'examen de recrutement que lors d'un examen
situé après le C. A. P. Cependant, entre les deux examens psychomét
riques, distants de trois années, la corrélation obtenue atteint la valeur
de .75.
3) Comparaison des distributions des notes des divers examens :c à
blanc » et de V examen réel du C. A. P. : Pour certaines matières, les
moyennes et écarts-types varient sensiblement d'un examen « à blanc »
à un autre. Dans l'ensemble, les correcteurs des épreuves du G. A. P.
se montrent plus indulgents, mais la dispersion des notes qu'ils donnent
est plus faible que celle des notes des examens scolaires. C'est pour la
note d'atelier que cette dispersion est la plus faible. Il découle de cette
constatation que le classement général à l'examen dépend principa
lement des notes autres que celle d'atelier, malgré le coefficient élevé
de cette dernière. De telles remarques permettent d'interpréter conve
nablement les corrélations calculées entre les notes globales et d'autres
séries de données, psychométriques par exemple.
V. L.
MARRIOTT (R.). — Some problems in attitude survey methodology
(Quelques problèmes relatifs à la méthode des enquêtes ri' attitude). —
Occupât. Psychol., 1953, 3, 117-127.
L'auteur se propose de montrer comment il a pu maîtriser certains
problèmes techniques posés par les enquêtes d'attitudes qu'il a effectuées
au cours des dernières années. Ces avaient pour but d'établir
l'origine de la satisfaction ou du mécontentement de certains ouvriers.
Elles furent menées principalement dans deux usines d'automobiles,
soumises aux mêmes conditions physiques, l'une des deux bénéficiant,
cependant, de meilleures conditions sociales. Plus de 1.500 ouvriers
furent interviewés. L'auteur montre la nécessité de préparer toute
enquête d'attitudes par des réunions groupant la direction, la maît
rise et les représentants ouvriers. Chaque interview doit être précédée
d'une information sur les buts de l'enquête. Les ouvriers doivent être
convaincus du caractère confidentiel des entretiens et de l'indépendance
du groupe d'enquêteurs à l'égard de la firme. Les interviews se déroulent
dans les mêmes conditions pour tous les travailleurs. Ces derniers ne
subissent aucune retenue de salaire pendant la durée de l'entretien. Ils se
voient, en outre, offrir « l'inévitable cigarette ». Quant aux non-fumeurs,
ils doivent, selon l'auteur, se contenter de « l'aimable sourire du psycho
logue ». Les interviews portent sur 8 thèmes : objet du travail, heures de
travail, système de promotion, montant des salaires, système de rému- 2;vt ANALYSES BIBMOGR APIIIQ1I RS
nération, méthodes de direction, maîtrise, compagnons de travail.
Les entretiens se présentent sous les formes suivantes :
a) Les sujets peuvent formuler librement des réponses à des questions
telles que celle-ci : « Qu'aimez-vous dans votre travail ? » ;
b) Les sujets doivent choisir l'une des 5 réponses qui traduisent
différents degrés d'attitude par rapport au thème proposé (questionnaire
visuel). Ils doivent ensuite justifier la réponse choisie ;
c) Les sujets doivent se prononcer sur le degré de satisfaction que leur
procure la situation de travail dans son ensemble.
L'auteur effectue, sous l'angle de la fidélité et sous celui de la validité,
différents contrôles des méthodes d'interview. Voici quelques résultats
obtenus en matière de fidélité :
— deux « indices de satisfaction », calculés à partir de deux formes
différentes d'interview, ont entre eux une liaison assez impor
tante : les coefficients de corrélation s'échelonnent de 0,59 à 0,77
pour 8 psychologues ;
— les résultats obtenus par 4 psychologues sur le même échantillon de
travailleurs révèlent un accord assez net : cet accord se manifeste
si Ton compare, soit des travailleurs différents par rapport aux
mômes thèmes, soil les mêmes travailleurs par à des
thèmes différents ;
— l'ordre de présentation des réponses dans le questionnaire visuel
n'exerce aucune influence sur la nature des réponses. De même,
l'ordre dans lequel les sujets sont examinés n'exerce aucune
influence sur la nature des réponses fournies par ces sujets.
En ce qui concerne la validité des méthodes d'interview, l'auteur note
une liaison entre l'attitude exprimée à travers le questionnaire visuel et le
niveau réel du salaire. Il en est de même de l'attitude à l'égard des
conditions physiques, économiques et sociales du travail.
Au point de vue social, il apparaît que les ouvriers de l'usine A
expriment des attitudes plus favorables que ceux de l'usine 15. L'auteur
remarque que, dans l'usine A, où le Directeur a une influence prépon
dérante sur l'esprit qui y règne, les relations humaines sont plus cordiales
que dans l'usine B où ces relations, bien que conformes au point de vue
des syndicats, en sont encore à l'état où les aspects techniques sont
jugés plus importants que les aspects psychologiques du travail.
A ce point de l'étude apparaît clairement l'insuffisance des moyens de
contrôle utilisés par l'auteur. Ce contrôle ne s'exerçant, en effet, qu'au
niveau superficiel des liaisons interpersonnelles dans l'entreprise, fait
abstraction du rôle déterminant, à plus ou moins longue échéance, des
véritables rapports sociaux de production. Aussi conduit-il naturellement
le psychologue industriel à envisager, sous le couvert d'une justification
pragmatique, l'extension des formes « relations humaines », telles qu'elles
sont pratiquées dans l'usine A.
A. L.

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