Distribution des facteurs psychologiques dans une population - article ; n°1 ; vol.45, pg 16-28

De
Publié par

L'année psychologique - Année 1944 - Volume 45 - Numéro 1 - Pages 16-28
13 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.
Publié le : samedi 1 janvier 1944
Lecture(s) : 4
Nombre de pages : 14
Voir plus Voir moins

G. Bernyer
Distribution des facteurs psychologiques dans une population
In: L'année psychologique. 1944 vol. 45-46. pp. 16-28.
Citer ce document / Cite this document :
Bernyer G. Distribution des facteurs psychologiques dans une population. In: L'année psychologique. 1944 vol. 45-46. pp. 16-
28.
doi : 10.3406/psy.1944.8152
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1944_num_45_1_8152TI
DISTRIBUTION DES FACTEURS PSYCHOLOGIQUES
DANS UNE POPULATION
par G. Bernyer
L'analyse factorielle est depuis longtemps très largement
utilisée pour l'étude des tests, mais, à part quelques essais
d'analyse factorielle des corrélations entre personnes, on ne
rencontre guère de travaux où elle ait été appliquée à un cla
ssement systématique des individus. Dans cette étude, nous
avons estimé 5 facteurs psychologiques pour un groupe de
sujets. Nous avons voulu montrer ainsi, sur un exemple,
concret, les propriétés de ces facteurs et l'intérêt que leur est
imation présente pour le psychologue tant au point de vue
pratique qu'au point de vue théorique.
LES DONNÉES EXPÉRIMENTALES
Trois cent vingt sujets adultes, candidats aviateurs, ont
été soumis à une batterie de 28 tests. Ces tests, destinés à
apprécier les capacités intellectuelles générales, les capacités
d'exécution de tâches complexes et les capacités d'observation
visuelle des candidats, sont décrits dans un précédent article1.
Par l'analyse factorielle de cette batterie, nous avons pu mettre
en évidence les 5 facteurs suivants :
G = facteur général intervenant surtout dans les tests
d'ordre intellectuel (mouvements mécaniques, développe
ments de solides et assemblages de surfaces, orientation, clas
sification de figures, analogies verbales, code).
I = fadeur mécanique (tests de montage d'objets, mou-
1. Un Essai d'analyse factorielle des aptitudes. Année psychologique,
1940-1941, p. 202-226. — FACTEURS PSYCHOLOGIQUES D'UNE POPULATION 17 BERNYER.
vements mécaniques, développements de solides et assem
blages de surfaces).
II = facteur d'ordre émotionnel (tests de réactions aver
attention distribuée, fils enchevêtrés, labyrinthe).
III = facteur visuel (montage d'objets, tests de mémoire :
vues aériennes, mémoire d'un film, images successives).
IV = facteur de déduction (mémoire d'un récit, code, séries
numériques, phrases en désordre, raisonnement, classification
de figures).
l'estimation des facteurs
Ces 5 facteurs ont été estimés pour chacun des 320 sujets
en utilisant les équations de régression des facteurs sur les
tests. Nous avons montré dans une étude antérieure1 comment
ces équations pouvaient être simplifiées en réduisant préala
blement la batterie de tests à un nombre plus restreint de tests
composites (méthode d'estimation réduite). Nos données
actuelles ayant été traitées à titre d'exemple dans cet article,
on y trouvera, p. 316-317, le détail du calcul des coefficients
des équations de régression qui ont servi1 à estimer nos 5 fac
teurs. L'estimation des facteurs pour chaque sujet, quand les
équations de régression ont été établies, est une opération assez
laborieuse mais qui ne présente pas de difficultés.
LES RÉSULTATS
Les facteurs ainsi estimés présentent certaines propriétés
qui découlent d'ailleurs logiquement des méthodes d'analyse
qui ont servi à les obtenir, et dont nous donnerons ici une
illustration :
1° Ces facteurs doivent être distribués normalement dans la
population, avec une moyenne nulle et un écart-type égal au
coefficient de corrélation multiple de l'équation qui a servi à les
estimer. — Ceci résulte directement de la forme même de
l'équation de régression : les facteurs sont des fonctions
linéaires de tests dont les distributions sont normales (ou ont
été préalablement normalisées).
Les distributions des 5 facteurs dans la population globale
sont données Tableaux IV à VIII (dernière ligne) avec leur
moyenne et leur écart-type. Les écarts-types diffèrent très
1. L'Estimation des facteurs psychologiques par la régression. Année
psychologique, 1942-1943, p. 299-322.
l'année psychologique, xlv-xlvi * 2 18 MÉMOIRES ORIGINAUX
peu des coefficients de corrélation multiple qui ont été cal
culés dans l'article cité précédemment, p. 317. On observe
seulement une très légère différence pour les facteurs II et IV.
Ceci nous fournit une bonne vérification de l'exactitude des
calculs effectués.
2° Ces fadeurs doivent être indépendants, c'est-à-dire sans
corrélation entre eux, ceci résultant d'une hypothèse qui est à
la base de la plupart des méthodes d'analyse factorielle. En
pratique, les estimations des facteurs sont imparfaites et la
composition des batteries de tests employées ne permet pas
toujours de réaliser cette indépendance entre les facteurs
estimés. En ce qui concerne nos données, on trouvera Tableau I
les corrélations observées entre les facteurs estimés. On voit
qu'il subsiste une corrélation importante entre les facteurs I
et III.
TABLEAU I
Corrélations entre facteurs estimés
III IV G I II
G .103 .058 .015
I .544 .172 — .086 .201 .049 .013 II .215
III
3° Calcul de l'indice d'hétérogénéité. — H. Piéron, à qui nous
devons cette notion1, définit l'indice d'hétérogénéité d'un
sujet en prenant la moyenne des notes qu'il a obtenues dans
différents tests (notes exprimées en tétrons) et en calculant
l'écart moyen de ces différentes notes à leur moyenne. Nous
avons appliqué ce calcul à nos données pour les 4 facteurs de
groupes seulement, en laissant de côté le facteur G. Le calcul
a été effectué directement sur les notes estimées (ces estima
tions n'ayant pas toutes exactement le même écart-type sont
intervenues avec des poids un peu différents dans le calcul de
l'indice ; ce procédé, qui tient compte de la précision de l'est
imation des différents facteurs, était préférable puisqu'il
s'agissait de facteurs estimés et non de tests). L'écart-type
moyen des 4 étant de 0,74, pour rendre les indices que
1. H. Piébon. L'Hétérogénéité normale des aptitudes. Année psycho-
l 940-1941, p. 1-13. ; BERNYER. FACTEURS PSYCHOLOGIQUES d'üNE POPULATION 19
nous avons obtenus grossièrement comparables à ceux de
H. Piéron, il faudrait les multiplier par 4 : 0,74 = 5,4.
L'hétérogénéité normale des aptitudes mise en lumière par
H. Piéron se retrouve naturellement pour nos 4 facteurs de
groupes. La distribution des indices d'hétérogénéité (fig. I) a
une allure tout à fait analogue à celle obtenue par Piéron pour
n
70
60
50 M *= 0,47
30
20
10
0 0,9 1,0 1,1 1,2 0 0.1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8
Indices d' hétérogénéité
Fig. 1. — Distribution des indices d'hétérogénéité
calculés pour les quatre facteurs de groupes sur 320 sujets
différentes batteries de tests. L'indice moyen pour notre
groupe de 320 sujets est de 0,47. Le calcul théorique de cet
indice moyen en supposant les 4' facteurs complètement indé
pendants donnerait 0,52. On voit que la différence avec la
valeur observée est peu importante. De plus, en ce qui concerne
les facteurs, la valeur moyenne de l'indice d'hétérogénéité ne
varie pas avec le niveau global moyen. Si l'on classe les sujets
en 5 sous-groupes de très bons à mauvais, en considérant d'une
part la somme de leurs 4 facteurs de groupes, et d'autre part
leur note en facteur général G, on constate qu'aucune différence
sensible n'apparaît entre les groupes (Tableau II). Ce résultat
confirme le fait de l'indépendance des différents facteurs. ■
.
.
'.
.
20 MEMOIRES ORIGINAUX
TABLEAU II
Indice Somme des facteurs Indice Facteur G I + II + HI + IV d'hétérogénéité d'hétérogénéité
Très bons (10%) 0,43 Très bons 0,48
0,51 • Bons (15 %) Bons 0,49
Moyens (50 %) 0,47 Moyens 0,46
0,43 Médiocres Médiocres (15 %) 0,48
Mauvais (10 %) 0,49 Mauvais 0,44
4° Pour montrer qu'aucune liaison particulière, pouvant ne
pas se manifester dans leurs corrélations globales, n'existe
entre les facteurs, nous avons employé un autre procédé. Pour
chacun des les sujets ont été répartis en 3 sous-
groupes égaux : mauvais, moyens, bons, que nous avons
notés — 0 +. Chaque facteur donnant lieu ainsi à un bas
sement en 3 catégories, il y a 81 combinaisons possibles de ces
différentes catégories pour l'ensemble des 4 facteurs de grou
pes, et 243 combinaisons possibles de ces différentes catégories
pour l'ensemble des 5 facteurs. Les nombres d'apparitions
observés de ces différentes combinaisons sont indiqués
TABLEAU III
Facteurs G Facteurs G Facteurs G
Total Total Total
— — — I II III IV 0 I II III IV 0 I II III IV 0 + + +
2 + - 3 2 1 6 0 0 1 1 1 1 1 3 — — — — -1 0 4 B 1 10 0 0 2 3 1 6 0 0 1 0 1 4- _ 2 4 7 13 0 1 0 1 2 0 0 2 2 _j 4 4 0 1 2 1 4 0 0 1 1 6 0 2 0 0 2 3 -j — 0 0 1 0 0 1 0 0 0 4 1 0 6 0 0 2 0 3 5 -1 — -1- — — 0 0 5 8 0 0 2 9 0 0 1 1 2 3 4 1 6 4 4 -)- 1 0 0 1 0 1 1 2 1 4 4 0 0 1 -\ 4 4. — 4 1 1 0 2 0 0 0 0 0 0 4 0 3 0 1 -) 4 0 -)- -)- — 4. 1 5 7 0 1 0 1 0 0 0 1 1 1 -I 4 4 4 — 0 3 2 0 5 0 0 2 1 3 6 + 0 3 0 0 3 — — 0 0 2 3 0 6 0 0 0 0 3 6 + 0 0 0 0 1 1 3 — — — — 0 7 4 1 2 0 0 1 1 B + 0 0 0 0 0 3 4 4 4 — 0 2 0 4 1 0 6 0 0 1 0 1 1 4 0 0 0 1 + 0 — 0 0 0 0 1 0 0 0 0 2 4 0 0 1 4 5 1 0 1 1 + 0 0 4. 4. — 0 0 0 2 S 0 2 0 2 3 B 0 0 0 3 2 0 + 0 0 4 4. — 0 • 0 0 2 4 9 0 0 0 0 4 2 2 0 4 + 0 4 3
■— o 2 2 1 1 4 4 0 1 0 3 0 0 4 0 2 era 0 B + 0 4 0 4. 4. 4. — 0 4 7 0 0 1 1 0 0 1 0 2 3 + 0 2 1 — 4 __ 4 — 4 _ 1 — — 4- 4. 4. 2 0 2 0 2 0 0 1 0 1 1 0 1 — — — — 4 4. 0 0 4 3 7 0 0 0 1 0 1 0 0 0 1 1 h 4 1- 4. 4. 4 4. 2 0 1 1 2 0 0 2 2 4 0 1 1 4 4. — 4 — — -| (. 0 2 3 0 5 0 0 7 0 1 1 1 3 h 3 3 1 4- 4. 4. 0 0 1 2 1 4 0 0 2 2 0 1 2 3 0 0 4 4 0 0 _ 1 4- ^ \. 0 3 0 2 0 2 0 1 3 4 S 0 4 0 1 1 0 — 4 — 4 — 4. 4. 0 -I )- 8 2 2 12 + 4 3 0 3 0 ■+ 4 3 0 7
0 0 B 7 12 4 0 0 0 0 0 4 4 0 2 2 3 7 4 0 4 4 - + 4 2 1 2 2 5 + + 0 0 2 0 + 0 0 0 + + + Q + + + >
BER.NYER. — FACTEURS PSYCHOLOGIQUES D'UNE POPULATION 21
Distribution observée espérée
4 5 6 7 8 9 10 II 12 13
Nombre d' apparitions
Fig. 2. — Distribution des 81 combinaisons
différentes des quatre facteurs de groupe suivant leur nombre d'apparitions
Tableau III. Les colonnes « total » donnent les nombres d'ap
paritions observés pour les 81 combinaisons des 4 facteurs de
groupes ; les 3 autres colonnes donnent les nombres d'app'a-
ritions observés
pour les 243 com-
binaisons possi l
bles des 5 facteurs. 80 -K \ \ \
Distribution observée - Dans l'hypothèse
— espérée 70 de l'indépendance /
des facteurs, cha 60
que combinaison
\ aura la même pro 50 \
\ babilité d'appar
40 aître dans la po
pulation, et nous 30
pourrons établir a
20 priori la distribu K
tion des différen
10 tes combinaisons
de nos facteurs
suivant leur nomb
re d'apparitions. suivant 3. 1 — Nombre différentes Distribution 2 leur 3 d nombre ' apparitions des 4 des 5 5 d'apparitions facteurs 243 combinaisons 6
Distribution ob
servée et distri- MÉMOIRES ORIGINAUX 22
bution espérée sont données figures 2 et 3. L'écart entre
ces distributions n'est pas très important. Il n'y a pas de
combinaisons privilégiées entre certaines catégories de nos
facteurs, et nous pouvons de nouveau conclure à l'indépen
dance de ces facteurs. •
5° En définitive, d'après les remarques précédentes, les
facteurs peuvent être considérés comme des axes de référence
indépendants (cette indépendance étant plus ou moins exac
tement réalisée suivant la composition de la batterie de tests
qu'on utilise). Considérés seuls, ils ne peuvent fournir aucune
classification des individus en un petit nombre de catégories
distinctes ou « types » au sens classique de ce terme. Chaque
facteur révèle seulement 2 tendances extrêmes qui ne sont bien
réalisées que par un très petit nombre de sujets situés aux
2 extrémités de sa distribution. Certains auteurs ont donné le
nom de types à ces cas extrêmes, et c'est de ce point de vue
qu'une typologie a pu être basée sur l'analyse factorielle.
INTÉRÊT PRATIQUE ET THÉORIQUE
DE L'ESTIMATION DES FACTEURS
a) Profils factoriels individuels
Les facteurs, que nous ,avons décrits comme des axes de
référence indépendants, s'appliqueront particulièrement à
l'établissement de profils psychologiques. Les profils factoriels
présentent en effet sur les profils habituels établis à l'aide de
tests ou de groupements empiriques de tests un double
avantage :
1° Ils présentent des points peu nombreux, le nombre des
facteurs étant toujours très inférieur au nombre de tests
appliqués au sujet ;
2° Les facteurs étant pratiquement indépendants * tr
aduisent mieux que les tests les aspects différents de la person
nalité du sujet, tandis que, dans un profil habituel, certains
points ont souvent une forte corrélation entre eux, le facteur G
par exemple intervenant chez eux pour une large part, ce qui
risque de fausser l'interprétation du psychologue.
Toutefois, de tels profils ne seront avantageux que si les
facteurs ont été bien étudiés, sont susceptibles d'une inter
prétation claire, et estimés avec une précision suffisante. La
généralisation d'une telle méthode exigerait donc des études
préalables importantes. ■
— FACTEURS PSYCHOLOGIQUES D'UNE POPULATION 23 BERNYER.
Oh trouvera fig. 4 les profils factoriels établis pour 3 sujets.
Nous avons choisi 2 sujets ayant un indice d'hétérogénéité très
élevé, et un troisième sujet très homogène.
Le sujet A est un jeune homme de 21 ans possédant le
brevet supérieur et le certificat d'aptitude pédagogique; il
-2-1,5 -1 -0.5 0 +0.5 +1 +1.5 -1 -0,5 0 + 0,5+1 +1.5 0 +0.5+1 +1,5
\ y r s,
H
s
- —
IV
Sujet Fig. A 4. — Profils ^ factoriels Sujet individuels B Sujet G
est bon dans les 2 facteurs d'ordre intellectuel, facteur G et
facteur de déduction, mais très faible dans les 3 autres facteurs, mécanique, facteur d'ordre émotionnel, facteur visuel.
Le sujet B est un jeune homme de 26 ans ayant été élève
de l'École supérieure des Beaux- Arts, et exerçant la profession
d'architecte ; il est bon dans le facteur mécanique et le facteur
visuel, ce qui s'accorde assez bien avec la profession qu'il a
choisie. ^
Le sujet C, uniformément bon pour tous les points du profil,
est un jeune homme de 20 ans ; il possède le baccalauréat
complet et a fait 2 années de philosophie scolastique.
b) Profils factoriels moyens
En dehors des résultats de l'examen psychotechnique, les
dossiers des candidats aviateurs examinés renfermaient un
certain nombre d'informations dont nous avons pu tirer profit
pour compléter cette étude. Nous y avons trouvé en parti
culier quelle *formation scolaire ou professionnelle avaient
reçue chacun des sujets (ces renseignements étaient fournis 1
1
i
'
.
1
1
24 MEMOIRES ORIGINAUX
o*
par un questionnaire
- rempli par les sujets
eux-mêmes au moment
de l'examen). De ce
point de vue, 224 suUi y o" jets sur 320 ont pu être
in Ö" retenus et classés en
+ 11 groupes d'effectifs -
variables. Les 6 pre
f^, — "~^ miers groupes compre
naient des étudiants
-0,5 bacheliers ayant pour
suivi des études supéIA ii' ** s
O rieures pendant un an +
au moins dans les bran— — — ^_ \ ches suivantes : 1° Let
tres et langues (18 su
jets) ; 2° Théologie -0,5
(11 sujets); 3° Scien
II
ces (11 sujets) ; 4° Mé
m decine (16 sujets) ; o +• 5° Droit (60 ;
\ 6° Préparation à Saint-
o - Cyr (10 sujets). Les 5 4 —
^ autres groupes renfer
maient des sujets ayant -0,5
eu une formation priIA
O maire supérieure ou +
technique : 7° Institu
teurs (47 sujets) ; 8° Di\ / o
plômés d'éducation — ^
physique (10 sujets) ;
-0,5 9° Ingénieurs ou élèves
des Arts et Métiers
- (7 sujets) ; 10° Iu> o* / ngénieurs ou élèves +
des Travaux publics
(13 sujets); 11° Emp\ / o
loyés possédant le
\ brevet élémentaire IA
(21 sujets)?
Pour chaque groupe ,

Soyez le premier à déposer un commentaire !

17/1000 caractères maximum.