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Sur la loi des rendements décroissants. Efficience intellectuelle et facteur général - article ; n°1 ; vol.103, pg 81-102

De
23 pages
L'année psychologique - Année 2003 - Volume 103 - Numéro 1 - Pages 81-102
Résumé
Les résultats au WISC-R de 1 069 sujets retardés modérés et légers âgés de 8 à 16;6 ans ont été collectés puis analysés de manière à déterminer si l'importance des corrélations entre les sous-tests varie en fonction de l'efficience intellectuelle. Les sous-tests qui composent le WISC-R ont été successivement utilisés pour subdiviser l'échantillon en deux groupes (note faible vs note élevée). Les analyses montrent que le degré de liaison entre les sous-tests et la part de variance expliquée par le premier facteur extrait des matrices de corrélations sont plus élevés pour les participants crédités des notes les plus faibles, quel que soit le sous-test utilisé pour constituer les groupes. Ces résultats confirment la loi des rendements décroissants et indiquent qu'elle est valide en deçà de la limite des variations normales. Les implications et les limites de l'étude font l'objet de la discussion.
Mots-clés : retard mental, WISC-R, facteur général, loi des rendements décroissants.
Summary : On the law of diminishing returns : Intellectual efficiency and g factor.
WISC-R results of 1 069 subjects with moderate and mild mental retardation aged from 8 to 16;6 years were collected and analyzed to determine whether the degree of correlation between subtests is a function of the level of mental retardation. All subtests of the WISC-R were successively used to split the sample into two groups (low vs high score). Analyses revealed that the correlations between subtests and the variance explained by the first factor extracted from the correlation matrices were higher in the low score group, regardless of the subtest used to divide the sample. These results seem to confirm the law of diminishing returns and indicate that it is valid below the limits of normal variations. Several implications and limits of this study are discussed.
Key words : mental retardation, WISC-R, g factor, law of diminishing returns.
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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R. Façon
Sur la loi des rendements décroissants. Efficience intellectuelle
et facteur général
In: L'année psychologique. 2003 vol. 103, n°1. pp. 81-102.
Résumé
Les résultats au WISC-R de 1 069 sujets retardés modérés et légers âgés de 8 à 16;6 ans ont été collectés puis analysés de
manière à déterminer si l'importance des corrélations entre les sous-tests varie en fonction de l'efficience intellectuelle. Les sous-
tests qui composent le WISC-R ont été successivement utilisés pour subdiviser l'échantillon en deux groupes (note faible vs note
élevée). Les analyses montrent que le degré de liaison entre les sous-tests et la part de variance expliquée par le premier facteur
extrait des matrices de corrélations sont plus élevés pour les participants crédités des notes les plus faibles, quel que soit le
sous-test utilisé pour constituer les groupes. Ces résultats confirment la loi des rendements décroissants et indiquent qu'elle est
valide en deçà de la limite des variations normales. Les implications et les limites de l'étude font l'objet de la discussion.
Mots-clés : retard mental, WISC-R, facteur général, loi des rendements décroissants.
Abstract
Summary : On the law of diminishing returns : Intellectual efficiency and g factor.
WISC-R results of 1 069 subjects with moderate and mild mental retardation aged from 8 to 16;6 years were collected and
analyzed to determine whether the degree of correlation between subtests is a function of the level of mental retardation. All
subtests of the WISC-R were successively used to split the sample into two groups (low vs high score). Analyses revealed that
the correlations between subtests and the variance explained by the first factor extracted from the correlation matrices were
higher in the low score group, regardless of the subtest used to divide the sample. These results seem to confirm the law of
diminishing returns and indicate that it is valid below the limits of normal variations. Several implications and limits of this study
are discussed.
Key words : mental retardation, WISC-R, g factor, law of diminishing returns.
Citer ce document / Cite this document :
Façon R. Sur la loi des rendements décroissants. Efficience intellectuelle et facteur général. In: L'année psychologique. 2003
vol. 103, n°1. pp. 81-102.
doi : 10.3406/psy.2003.29624
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_2003_num_103_1_29624L'Année psychologique, 2003, 103, 81-102
Université Charles-de-Gaulle — Lille IIP
SUR LA LOI DES RENDEMENTS DÉCROISSANTS.
EFFICIENCE INTELLECTUELLE
ET FACTEUR GÉNÉRAL
Bruno FAÇON2'3
SUMMARY : On the law of diminishing returns : Intellectual efficiency and
g factor.
WISC-R results of 1 069 subjects with moderate and mild mental
retardation aged from 8 to 16;6 years were collected and analyzed to determine
whether the degree of correlation between subtests is a function of the level of
mental retardation. All subtests of the WISC-R were successively used to split the
sample into two groups (low vs high score). Analyses revealed that the
correlations between subtests and the variance explained by the first factor
extracted from the correlation matrices were higher in the low score group,
regardless of the subtest used to divide the sample. These results seem to confirm
the law of diminishing returns and indicate that it is valid below the limits of
normal variations. Several implications and limits of this study are discussed.
Key words : mental retardation, WISC-R, g factor, law of diminishing
returns.
INTRODUCTION
Le concept d'intelligence générale, popularisé et formalisé par
Spearman (1904) dans sa théorie des deux facteurs, s'est rapide
ment imposé comme une notion majeure en psychologie de l'in-
1. 35, rue Sainte-Barbe, BP 460, 59208 Tourcoing Cedex.
2. E-mail : facon@univ-lille3.fr
3. Cette étude n'aurait pu être réalisée sans le concours de nombreux psy
chologues praticiens. Qu'ils en soient sincèrement remerciés. 82 Bruno Façon
telligence. Grâce à la technique d'analyse factorielle qu'il avait
lui-même imaginée, Spearman met en évidence, outre des fac
teurs spécifiques aux épreuves qui composent ses batteries de
tests, l'existence d'une composante commune qu'il appelle fac
teur général. Il considère ce facteur comme la manifestation
d'une énergie mentale, ou, plus concrètement, comme l'aptitude
à la perception de relations et à réduction de corrélats. Le déve
loppement subséquent des méthodes d'analyse factorielle et la
multiplication des recherches amèneront à relativiser cette posi
tion résolument moniste au profit d'une conception pluraliste
des composantes de l'intelligence (Carroll, 1997 a). Le facteur
« intelligence générale » n'en demeure pas moins une entité
incontournable eu égard à son ubiquité (Jensen, 1998), ses cor
rélats psychologiques, anatomiques et physiologiques (Ree et
Earles, 1991 ; Eysenck, 1998 ; Ree et Carretta, 1998 ; Jensen,
1998 ; Cooper, 1999), son intérêt heuristique (Carroll, 1997 a) et
à la place centrale qu'il occupe dans les modèles factoriels hi
érarchiques de l'intelligence les plus récents (Carroll, 1993,
1997 b).
Dans son ouvrage intitulé Les aptitudes de l'homme, Spear
man (1927) évoque une étude comparative montrant que les cor
rélations entre les performances sont plus importantes pour les
sujets retardés qu'elles ne le sont pour leurs pairs non retardés. Il
en déduit que plus l'efficience intellectuelle est élevée, plus faible
est l'importance du facteur général. En s'inspirant d'une célèbre
loi des sciences économiques suggérée en 1767 par Turgot (Poi
rier, 1999) et formalisée au début du XIXe siècle par d'autres éco
nomistes dont Malthus, West, Torrens et Ricardo (Pribram,
1983 ; Blaug, 1997), il donne à cette relation le nom de « loi des
rendements décroissants ». Pour résumer, cette loi prévoit que
l'augmentation d'un facteur de production aboutit, toutes cho
ses égales par ailleurs, à une variation non proportionnelle de la
production. Si, dans un premier temps, cette dernière tend effe
ctivement à augmenter, elle finit par atteindre un maximum au-
delà duquel elle subit une diminution (Géhanne, 1995 ; Roth-
bard, 1995). Le rapprochement que Spearman établit entre ses
observations et ce principe économique tient au fait que
l'accroissement de l'efficience intellectuelle conduit non pas à
une augmentation proportionnelle de la contribution du facteur
général à la variance des aptitudes, mais à sa diminution. « C'est
pour les groupes de personnes qui possèdent le g le plus élevé que décroissants 83 Rendements
les corrélations sont les moins grandes, de sorte que l'influence
de g sur chaque faculté diminue à mesure que g augmente.
[...] Cette relation [...] peut être observée en bien d'autres cas ;
en économie politique, par exemple, elle s'exprime par la loi
familière des revenus décroissants [...] » (Spearman, 1936,
p. 170)1.
Un temps oubliée, cette loi a été récemment confirmée par
des recherches menées avec de larges échantillons de partici
pants (Detterman et Daniel, 1989 ; Lynn, 1990 ; Legree, Pifer et
Grafton, 1996 ; Evans, 1999). Des travaux antérieurs, moins
connus, sont cependant à signaler (voir la revue de Pagliari,
1998), dont celui de Lienert et Faber (1963). Detterman et
Daniel ont analysé les performances des sujets de l'étalonnage de
la version américaine du WISC-R et du WAIS-R. Ils ont d'abord
réparti les sujets en 5 niveaux d'efficience intellectuelle (< 78,
78-92, 93-107, 108-122, > 122) en se basant sur les notes obte
nues en information et en vocabulaire, puis ont calculé les corré
lations entre les sous-tests. Pour le WISC-R, les coefficients
moyens s'élèvent respectivement à .42, .29, .26, .21 et .22, avant
correction pour la restriction de la variance et pour les groupes
constitués à partir des scores au sous-test information. Le degré
de liaison entre les performances tend donc effectivement à
décroître lorsque l'efficience intellectuelle augmente, un résultat
d'ailleurs confirmé pour le WAIS-R (.56, .37, .30, .25 et .26). Les
analyses conduites avec la version écossaise du WISC-R ont donné
des résultats comparables (Lynn, 1990), de même que celles réa
lisées à propos de la batterie K-ABC de Kaufman (Detterman,
1993) ou du test ASVAB utilisé par les services de sélection de
l'armée américaine (Legree et al., 1996 ; Hunt, 1997 ; Evans,
1999). Dans une étude portant sur le Test Différentiel d'Apti
tudes, Deary, Egan, Gibson, Austin, Brand et Kellaghan (1996)
présentent des résultats plus partagés mais qui corroborent en
partie ceux de Detterman et Daniel (1989).
1. Le terme de « loi » est sans doute abusif dans l'absolu. Spearman ment
ionne, dans Les aptitudes de l'homme, trois lois qualitatives dites « noégénéti-
ques » complétées par des lois quantitatix es « universelles » ou « restreintes ».
Le lien entre l'efficience intellectuelle et l'importance du facteur g est effectiv
ement évoqué mais n'est pas exprimé sous forme de loi. Cependant, Spearman
établit un rapport explicite entre cette relation et la loi économique des rende
ments décroissants. C'est pourquoi expression subsiste en psychologie dif
férentielle pour désigner la « dissymétrie » du facteur général. Bruno Façon 84
Detterman (1993, 1999) attribue ce phénomène à des dys
fonctionnements touchant les processus centraux du traitement
de l'information. Il s'agit de à large spectre d'influence
dont la déficience entrave l'ensemble des opérations cognitives.
Il les distingue des processus « périphériques » dont l'atteinte a
de moindres répercussions. Par exemple, un dysfonctionnement
des processus exécutifs aura bien plus de conséquences sur la
cognition qu'un simple problème de conscience phonologique.
Bien entendu, une atteinte des processus centraux occasionne
une diminution générale des performances et, secondairement,
un accroissement des corrélations entre les aptitudes du fait de
l'interdépendance des processus cognitifs. En l'occurrence, des
performances satisfaisantes dans des domaines spécifiques (spat
ial, verbal, numérique, etc.) sont peu probables car les proces
sus qui les sous-tendent dépendent eux-mêmes de mécanismes
cognitifs centraux. C'est pourquoi les aptitudes sont moins diff
érenciées et les performances plus saturées en g à mesure que l'on
s'approche de la limite inférieure des variations normales. En
quelque sorte, l'atteinte des processus centraux surdétermine les
aptitudes et leur confère un caractère plus monolithique. Jensen
(1998) propose une autre interprétation fondée sur une méta
phore économique. Au cours du développement, l'investi
ssement du facteur général dans des compétences spécialisées
occasionne l'apparition de facteurs spécifiques qui, la pratique
aidant, perdent progressivement une partie de leur saturation
en g. La différenciation des aptitudes suppose donc une mobili
sation préalable des ressources en g qui est fonction du capital
initial dont dispose l'individu. Plus ce capital est modeste, plus
l'investissement est réduit et plus faible est le processus de diff
érenciation. Finalement, Anderson (1992, 1999) interprète ce
phénomène comme la conséquence du lien entre efficience intel
lectuelle et vitesse du traitement de l'information. Une vitesse
élevée permet d'accroître la quantité et la complexité des trait
ements réalisés par unité de temps. Elle limite ainsi les échecs ou
les erreurs inhérents à la saturation de la mémoire de travail et
assure une meilleure réussite dans les tâches cognitives. Elle
serait déterminée par un processeur de base (basic processing
mechanism) dont la puissance fixe le niveau en g des individus.
Des processeurs spécifiques dédiés au traitement d'informations
spécialisées (verbales, spatiales, etc.) permettraient l'émergence
des facteurs de groupe car leur puissance est non corrélée et dis- Rendements décroissants 85
tribuée normalement dans la population. Néanmoins, elle reste
dépendante de la vélocité du processeur de base, si bien que plus
cette dernière est élevée, plus l'individu peut implémenter des
algorithmes spécifiques complexes. Il en résulte donc une plus
grande différenciation des aptitudes à mesure qu'augmente le
niveau en g.
Même si beaucoup d'études suggèrent la validité de la loi de
Spearman, elles n'en présentent pas moins quelques limites. La
dispersion des mesures utilisées pour constituer les groupes n'est
pas toujours prise en compte alors qu'elle peut affecter les indi
ces de corrélation. En effet, plus la variance est réduite, plus fai
bles sont les coefficients. Par conséquent, si la dispersion est plus
élevée chez les personnes de faible quotient intellectuel, il est
logique que leurs notes soient plus corrélées et que le facteur
général soit plus important (Jensen, 1998). Les corrélations sont
parfois corrigées pour tenir compte des différences de variabilité
et de la restriction de la variance imposée par la constitution de
groupes intellectuellement homogènes. Cette correction pour
l'atténuation contribue pourtant à fausser les résultats puis
qu'elle est fondée sur le postulat que le degré de liaison entre
deux variables est identique quel que soit le niveau du trait
latent. La loi des rendements décroissants prévoit pourtant
exactement l'inverse (Deary et al., 1996 ; Jensen, 1998). Un
autre problème tient au manque de finesse discriminative des
tests d'intelligence usuels lorsqu'ils sont administrés à des sujets
doués. Cette faiblesse pourrait expliquer la relation inverse entre
efficience intellectuelle et différenciation des aptitudes. De fait,
lorsque des tests cognitivement plus complexes et donc plus
adaptés aux sujets doués sont utilisés, un patron inverse de cor
rélations est observé (Fogarty et Stankov, 1995). Sous certaines
conditions, la loi des rendements décroissants pourrait ainsi
s'avérer inexacte, ce qu'indiquent également les résultats de
Nesselroade et Thompson (1995) ou ceux de Pagliari (1998).
Finalement, la plupart des études portent sur des groupes de
participants dont le quotient intellectuel est compris entre 70 et
120. De ce fait, il n'est pas possible de savoir si l'importance du
facteur général continue de croître en deçà de la limite des varia
tions normales. À cet égard, plusieurs cas de figures sont envisa
geables. Le degré de liaison entre les performances intellectuelles
pourrait continuer d'augmenter pour les sujets situés en dessous
de la borne supérieure du retard mental léger (QI = 70-75). Dans 86 Bruno Façon
ce cas, les enfants et adolescents retardés présenteraient une
continuité avec leurs pairs non retardés. Une autre possibilité,
tout aussi concevable, serait que les corrélations soient identi
ques. Il n'y aurait donc pas continuité mais rupture entre sujets
retardés et non retardés, et il serait alors nécessaire de
s'interroger, non pas tant sur le bien-fondé de la loi de Spear
man, mais sur son degré de généralité.
La présente étude porte sur un échantillon de sujets retardés
modérés et légers testés à l'aide de l'Échelle d'intelligence de
Wechsler pour enfants, forme révisée (WISC-R, Wechsler, 1981).
Son objectif est d'étudier si l'importance des corrélations inter
sous-tests est fonction du quotient intellectuel des participants
et, par là même, de vérifier si la loi des rendements décroissants
est valide en cas de retard mental. S'il est plausible de penser
que le degré de liaison des aptitudes continue de croître en deçà
de la limite des variations normales, rien dans la littérature ne
l'indique formellement. Cette étude apportera ainsi des données
additionnelles qui viendront compléter celles collectées antérieu
rement.
METHODE
SUJETS
Un échantillon de 1 069 enfants et adolescents retardés a été constitué
sans aucune forme de sélection fondée sur l'étiologie (tableau I). L'impor
tance de l'effectif tient à la façon dont les données ont été collectées. Au lieu
de conduire nous-mêmes les examens psychométriques, nous avons fait
appel aux psychologues praticiens exerçant dans des Instituts médico-
pédagogiques (IMP), des Instituts médico-éducatifs (IME), des Instituts
médico-professionnels (IMPRO) et des Services de psychologie scolaire répart
is sur l'ensemble du territoire français. Une lettre exposant brièvement les
buts de l'étude a été envoyée à environ 300 psychologues. Le pli contenait
également quelques tableaux vierges qu'il était demandé de compléter à part
ir des protocoles disponibles dans les dossiers de l'établissement ou du ser
vice. Le taux de retour s'est avéré assez faible (approximativement 15 %),
mais a été largement compensé par le nombre de protocoles contenu dans
chaque réponse. Parmi les données réunies, seuls ont été retenus les résultats
des sujets crédités d'un QI compris entre 45 et 75. Les sujets âgés de moins de
8 ans (âge limite inférieur d'application du code B) et de plus de 16 ans 8 mois Rendements décroissants 87
(âge limite supérieur d'application du WISC-R) n'ont pas été inclus dans
l'échantillon. Pour simplifier le recueil des données, l'information relative au
sexe des sujets n'a pas été demandée. La proportion de garçons et de filles
n'est donc pas connue. Il n'y a, cependant, aucune raison de supposer qu'il
existe d'importantes différences sur ce point.
Tous les calculs statistiques ont été effectués à partir des notes brutes
pour limiter les effets « plancher » car le processus de conversion amène à
attribuer, essentiellement aux sujets situés à l'extrémité inférieure de la
distribution des QI, des notes standard identiques en dépit de notes brutes
parfois très différentes. La finesse discriminative des notes standard s'en
trouve donc diminuée, particulièrement pour les participants retardés
modérés (Sattler, 1992 ; Raggio, 1993). D'ailleurs, c'est également pour
accroître le pouvoir discriminant des sous-tests que les sujets crédités
d'un QI compris entre 40 (limite inférieure du WISC-R) et 44 n'ont pas été
retenus dans l'étude.
TABLEAU I. — Moyennes, médianes et écarts types
pour l'âge chronologique,
le QI total, le QI verbal, le QI performance et les notes brutes
aux 10 sous-tests du WISC-R (n = 1 069)
Means, medians and standard deviations
for chronological age,
total IQ, verbal IQ, performance IQ and raw scores
on the 10 subtests of the WISC-R (n - 1069)
Moyenne Ecart type Médiane
Age(a) 143.3 24.0 142
QI verbal 60.7 8.8 60
QI performance^1) 67.1 11.5 66
QI total 59.3 8.8 58
Information 7.7 2.5 8
Similitudes 7.1 3.4 7
Arithmétique 7.0 2.6 7
Vocabulaire 14.0 5.7 14
Compréhension 11.0 4.3 11
Complètement d'images 15.1 3.9 16
Arrangement 15.5 9.6 16
Cubes 19.5 10.2 18
Assemblage d'objets 17.9 5.7 19
28.9 10.7 CodeB 29
(a) en mois ; (") n = 1 045 (QI performance inférieur à 45 pour 24 participants).
ANALYSES STATISTIQUES
La méthode d'analyse définie par Detterman et Daniel (1989) consiste
à subdiviser l'échantillon en plusieurs groupes en utilisant, successivement,
les performances à deux sous-tests (information puis vocabulaire en raison
de leur importante liaison avec le QI total). En effet, si la répartition est 88 Bruno Façon
opérée d'après un indice cognitif global calculé à partir des notes enregis
trées aux sous-tests inclus dans les traitements statistiques, par exemple le
QI total, les corrélations inter-sous-tests sont plus faibles et limitent donc la
portée des analyses. Cela tient au fait que chaque sous-test contribue au QI
total, si bien que pour être inclus dans un groupe, un sujet crédité d'une
note faible à un sous-test doit obtenir une note élevée à un autre sous-test.
Il en résulte une atténuation des liaisons qui est moins prononcée lorsque la
répartition est réalisée avec un des sous-tests ou, le cas échéant, à l'aide
d'une autre échelle d'intelligence (cf. Detterman et Daniel, 1989, p. 353).
Une fois les groupes constitués, les corrélations entre les sous-tests sont cal
culées, y compris pour le sous-test de subdivision, et comparées deux à
deux pour déterminer si les différences sont statistiquement significatives.
Au-delà de son caractère traditionnel que certains jugent même obsolète
(Fogarty et Stankov, 1995), cette approche présente l'inconvénient de ne
pas tenir compte de l'importance des différences et, par la multiplication
des comparaisons, d'accroître le risque d'erreur de type I. Cela explique
sans doute pourquoi Detterman et Daniel ont également eu recours à une
comparaison simultanée des matrices pratiquée à l'aide d'un modèle
d'équations structurales linéaires.
Cette même approche a été utilisée dans la présente étude. L'échant
illon total a été scindé en deux groupes en fonction de la médiane des notes
brutes obtenues à chacune des épreuves. Par exemple, les sujets ayant une
note inférieure ou égale à 7 au sous-test information ont été répartis dans
un premier groupe « note faible », tandis que ceux crédités d'une note supé
rieure à 7 ont été placés dans un second groupe « note élevée ». Ce procédé
a été appliqué à l'ensemble des sous-tests en prenant systématiquement la
précaution de rendre les dispersions analogues (tableau II). Cet ajustement
était impératif (cf. supra). Pour y parvenir, des sujets situés à l'extrémité
inférieure, supérieure ou au centre des distributions ont été exclus des ana
lyses jusqu'à ce que les écarts types soient comparables. Cela explique
pourquoi les effectifs des groupes ne sont pas toujours identiques. De peti
tes différences de dispersion tendent certes à persister, mais elles sont si fai
bles qu'elles ne constituent en rien un problème méthodologique. D'ail
leurs, même s'ils doivent probablement être relativisés en raison du non-
respect de la condition de normalité des distributions, tous les tests
d'homogénéité des variances sont non significatifs. Les écarts interquartiles
sont également très similaires même si, une nouvelle fois, des différences
apparaissent pour certains sous-tests. Celles-ci n'ont pas de caractère syst
ématique. Deux d'entre elles sont en faveur des participants de niveau faible
alors que les trois autres sont en des de élevé.
Dans l'ensemble, la concentration des observations dans les distributions
est donc approximativement la même quelle que soit l'efficience des sujets.
Des écarts entre les groupes peuvent être constatés en ce qui concerne les
étendues. Cependant, comme ces dernières sont généralement plus impor
tantes chez les participants de niveau élevé, elles ne peuvent, au pire, affec
ter les résultats que dans un sens opposé à l'hypothèse. Rendements décroissants 89
Les corrélations entre les scores aux sous-tests ont ensuite été estimées,
sans inclure la variable employée lors de la répartition des participants. Les
36 coefficients obtenus dans chaque groupe ont été transformés selon la fo
rmule de Fisher et comparés avec ceux du groupe correspondant à l'aide de
la statistique z (Howell, 1998). Par exemple, les corrélations des partici
pants crédités d'une note faible au sous-test information ont été comparées
à celles des participants ayant une note élevée au même sous-test, et ainsi
de suite pour tous les groupes constitués à partir des 9 autres variables de
subdivision. Au total, 360 comparaisons de coefficients ont donc été effec
tuées pour l'ensemble de l'étude.
Comme dans l'étude de Detterman et Daniel (1989), une analyse confir-
matoire « multigroupes » des matrices de corrélations a été conduite à
l'aide de la méthode suggérée par Werts, Rock, Linn et Jöreskog (1976).
Cette dernière, basée sur le modèle structural LISREL, permet d'estimer le
degré d'ajustement de matrices provenant d'échantillons indépendants.
L'indice x2 qui h" est associé traduit l'ampleur des différences entre les
matrices. Plus il est important, moins leur ajustement est satisfaisant. Les
calculs ont été réalisés par l'intermédiaire du logiciel LISREL® 8.51 en utili
sant les matrices de covariances comme données d'entrée (cf. Jöreskog et
Sörbom, 1996, p. 35-36 ; Jöreskog, Sörbom, Du Toit et Du Toit, 1999,
p. 209-214). L'échantillon total étant subdivisé en 2 groupes pour chacune
des 10 variables de subdivision, 10 tests d'ajustement ont été pratiqués.
Finalement, les matrices de corrélations ont fait l'objet d'analyses en
composantes principales et en facteurs communs afin de déterminer si la
part de variance expliquée par la première composante ou par le premier
facteur est supérieure pour les participants crédités des notes les plus fai
bles. La méthode d'analyse en composantes principales n'est pas exempte
de critiques du fait de l'amalgame qu'elle introduit entre variance com
mune et variance unique, lesquelles sont distinguées lors d'une analyse en
facteurs communs. Il en résulte une plus grande susceptibilité des paramèt
res du modèle aux erreurs de mesure qui, de fait, constituent une fraction
parfois importante de la variance unique (Dunteman, 1989). Certains
auteurs préconisent donc l'abandon de cette méthode, en particulier
lorsque les communautés et le nombre des variables qui définissent chaque
facteur sont réduits (Widaman, 1990, 1993). Cependant, son utilisation fr
équente dans les recherches factorielles nous amène à y faire encore réfé
rence, d'autant que l'objet de la présente étude réside non pas en
l'identification d'une solution factorielle optimale, mais en une simple est
imation de la différence de variance expliquée par la première composante
en fonction du niveau de déficience intellectuelle des participants.
Plusieurs modifications ont été apportées à l'approche préconisée par
Detterman et Daniel (1989). La première concerne le nombre de groupes. Il
a été décidé d'en créer deux et non pas cinq en raison de la faible étendue
des quotients intellectuels au sein de l'échantillon. La seconde tient à
l'utilisation successive de tous les sous-tests pour constituer les groupes,
alors que Detterman et Daniel n'en emploient que deux. Notre étude aura