Etalonnage et technique psychométrique - compte-rendu ; n°1 ; vol.26, pg 707-726

Non Renseigné

Description

L'année psychologique - Année 1925 - Volume 26 - Numéro 1 - Pages 707-726
20 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.

Informations

• Publié par: L-annee-psychologique
• Publié le: 01 janvier 1925
• Nombre de lectures: 13
• Langue: Français
• Poids de l'ouvrage: 1 Mo

Extrait

3° Etalonnage et technique psychométrique
In: L'année psychologique. 1925 vol. 26. pp. 707-726.
Citer ce document / Cite this document :
3° Etalonnage et technique psychométrique. In: L'année psychologique. 1925 vol. 26. pp. 707-726.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1925_num_26_1_6300PSYCHOTECHNIQUE 70?
rien de la graduation des résultats et uniformisation des épreuves
pour les divers âges.
L'échelle fut utilisée à l'Hôpital psychopathique de Boston jus
qu'au moment où l'entrée en guerre des Etats-Unis interrompit
le travail, en monopolisant tout l'effort des psychologues du côté
de la sélection des recrues qui fut, on le sait, admirablement orga
nisée par Yerkes.
Or, à ce moment, l'auteur venait de mettre au point deux échelles
complémentaires de la première, destinée aux enfants d'âge scolaire,
l'une pour les enfants d'âge pré-scolaire, jusqu'à 7 ans, l'autre pour
les adolescents et les adultes.
La revision du livre, nécessitée par cette nouvelle élaboration,
retardée pendant quelques années, put être faite avec la collabo
ration de Mrs Joséphine Curtis Foster, et l'édition de 1923 fournit
un excellent exposé des trois échelles, la première très solidement
étalonnée, et sous forme définitive, les deux autres ayant encore
besoin de quelques retouches, qui sont indiquées pour celle d'adultes,
et d'un étalonnage plus complet.
Certaines épreuves sont communes à deux des échelles, et de façon
générale les catégories d'épreuves se superposent dans toutes.
Les mêmes individus, examinés avec l'échelle d'âge scolaire et
l'échelle d'adultes ont un nombre total de points moitié moindre en
moyenne dans la dernière, avec d'assez larges différences indivi
duelles. Sur 100 étudiants, 1 seul dépassa 95 points sur un maximum
de 100, et la moyenne la plus élevée fut de 90 points pour un
groupe de 15 médecins et 4 professeurs.
La revision proposée comporte, pour l'échelle d'adultes, 20 épreuves
avec un total encore de 100 points.
Pour l'échelle des jeunes enfants, étalonnée sur 670 enfants de
3 à 8 ans, des normes ont été établies correspondant à un âge mental
défini de mois en mois. Ces normes sont de 17 à 3 ans, 38 à 4 ans,
55 à 5 ans, 70 à 6 ans et 80 à 7 ans, avec maximum de 100 points
toujours (pour 22 tests).
Le livre est complété par des figures où l'on reconnaît les épreuves
de Binet (figures à compléter, comparaisons esthétiques, images,
dessins à reproduire) adoptées dans l'échelle de Yerkes.
H. P.
3° Etalonnage et technique
psychometrique
W.-S. MILLER. — The variation and significance of intelligence
quotients obtained from group tests {Variation et signification du
quotient d'intelligence obtenu par l'application de tests collectifs). —
J. of ed. Ps., XV, 6, 1924, p. 359-366.
Si l'on applique plusieurs tests collectifs d'intelligence générale
à un groupe d'enfants déterminé, on obtient des quotients d'intell
igence très variés. Ces différents Q. I. peuvent-ils être comparés entre
eux ? Les variations observées sont-elles suffisantes pour infirmer
la valeur des tests collectifs en tant que moyens de classification ? 708 ANALYSE* BIBtaOGRA<PBlQUES
Dans- cette étude expérimentale l'auteur* a cherché à répondre
à ces questions.
De l'examen de 57 enfants-soumis a 10 épreuves d'intelligence
générale (Miller A, Miller B, Hàggerty delta 2< Armée alpha 8 } Ill
inois ï', Tërman collectif A, Dearborn, II-G, Otis A, Pressey senior
classification, Binet-Stanford) l'auteur conclut :
1° Que les normes d'âge mental varient tant d'un test à l'autre
que le quotient d'intelligence ne peut être interprété dans les diffé
rents' cas comme il Test dans là revision de Stanford ;
2° Que la comparaison des résultats obtenus devient plus aisée
si Ton compare entre eux non plus les Q; I. mais une unité de varia
tion, soit ici là « Standard Déviation » exprimée en déciles ;
3® Que les dix tests clioisis donnent* avec les notes scolaires une
corrélation élevée et peuvent être employés- utilement ä la classifi
cation- dès sujets. Ä-. B.-F.
P.-L. GRAY et R.-E. MARSDEN. — The coastancy oîïthe iatellk
geuce quotient. Further results. [La constance du quotient d'intelli
gence. Nouveaux résultats). — Br. J. of Ps., XV, 2,1924, p. 169-
173..
Les auteurs- avaient en 1920 testé 224 enfants par- la méthode
Binet-Stanford. Ils ont pu les suivre et en ont retesté 100 à la fin
de la première année, 63 à la fin de la deuxième et 57 à la fin de la
troisième. Toutefois, un certain nombre de ces derniers . n'avaient
pu être testés que deux fois. En tout, on a pu faire 371 comparaisons.
De pluSj (un groupe de 42 enfants a pu être testé 4 fois.
Pour le premier groupe, le coefficient de corrélation est de 0,85 ;
pour le second de 0,84. La valeur médiane ne change pas d!uné man
ière sensible. L'âge naturel, l'âge mental, le quotient d'intelligence,
l'intervalle entre les examens, le sexe, ne paraissent pas avoir d'in
fluence sur les changements observés dans le Q, I.
La probabilité d'une augmentation ou diminution de 5,5 points
dansle Q. I. est de 1 /2 ; de 11 points, 1/5 ; de 16,5, 1/20 ; de 22,1/100.
L'exercice, quand l'examen n'est pratiqué qu'une fois par an,
n'a que peu d'effet sur le Q, I. mesuré par la méthode Binet-Stanf
ord.
Les auteurs ont étudié en détail les cas où l'on trouvait un écart
de plus de 10 points entre la première et la seconde année. Ils nous
donnent aussi le Q. I. des neuf "élèves reçus au concours des bourses.
(Cet examen est, complètement indépendant et le jury ne connaiss
ait pas les résultats des tests). Nous croyons intéressant de repro
duire ces chiffres : 101, ll.0j.114» 115, 119, 130, 132, 134, 135, 140,
152^ 161. L'élève reçu avec unQ, I. de 101 seulement étaity d'après
ses maîtres * un « bûcheur ».
On voit donc que, dans l'ensemble, il y a une constance relative
du Q. L, au moins si l'on considère des groupes- et pour une période
de; temps- assez courte. G. P. PSYCHOTECHNIQUE 709
L.-ß. RUGG. — detests xaä the constancy t>î the I. <Q. [Constance
du quotient d' intelligence dans une repetition de tests). ■ — J. of ed.
Ps., XVI, 5, 1925, p. 341-343.
L'auteur a obtenu pour deux applications successives des -tests
de Binet-Stanf ord sur 114 enfants une corrélation de + 0,948dr.0,06.
Ces résultats très semblables à ceux qu'ont observés antérieur
ement différents expérimentateurs, montrent bien que le QI est un
élément relativement constant. A. B.-F.
J.-H. WILSON. — Comparison oî certain intelligence scales \Com-
•paraison de certaines échelles d'intelligence). — Br. J. of Ps., XV,
1, 1924, p. 44-63.
Le but de ces expériences était de comparer la valeur des 5 échelles
suivantes :
.1. — Tests de groupe de Terman.
•2. — de d'Otis.
3. — National intelligence tests, échelle A 2.
4. — Northumberland mental tests, I.
5. — Simplex scale.
Les quatre premières échelles furent appliquées à environ 340 en
fants, pris dans trois écoles élémentaires et une pension de jeunes
"filles. Dans une des écoles, tousiles élèves d'âge convenable furent
^testés ; dans les autres, les sujets furent choisis au hasard (d'après
H'ordrè alphabétique), en nombre proportionnel à la population to-
"tale de l'école. Les tests furent donnés à dessein dans un ordre differ
rent dans chaque école, de façon à éliminer pour l'ensemble Fin-
Iluence de l'exercice.
Les tests de l'échelle Simplex ne furent donnés qu'aux enfants
d'une seule école, choisis au hasard, d'après l'ordre alphabétique.
Voici quelques-uns des résultats obtenus.
Les échelles montrent une certaine corrélation, rarement élevée,
awe "les appréciations des maîtres et les notes d'examen. JBour W.»
la meilleure échelle serait