Etalonnage et Critique des Tests. Technique Psychométrique - compte-rendu ; n°1 ; vol.30, pg 872-889

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L'année psychologique - Année 1929 - Volume 30 - Numéro 1 - Pages 872-889
18 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 : mardi 1 janvier 1929
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3° Etalonnage et Critique des Tests. Technique Psychométrique
In: L'année psychologique. 1929 vol. 30. pp. 872-889.
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3° Etalonnage et Critique des Tests. Technique Psychométrique. In: L'année psychologique. 1929 vol. 30. pp. 872-889.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1929_num_30_1_5018ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
1374. — C. A. RICHARDSON. — The measurement of conative
factors in children and their influence (La mesure des facteurs volon
taires chez Venfant et leur influence). — Br. J. of Ps., XIX, 4, 1929,
p. 405-412.
R. a examiné 244 enfants de 11 à .14 ans, appartenant à une grande,
école urbaine. L'enquête a été limitée à une école pour éliminer autant
que possible l'influence des facteurs subsidiaires, tels que celle de la
méthode pédagogique et celle du maître. Les sujets appartenaient
à peu près au même milieu social.
Les tests employés sont ceux de Downey légèrement modifiés. On
note chaque test de 0 à 10. Le premier décile est noté 10, le suivant
9 et ainsi de suite. Les résultats obtenus sont ainsi comparables
entre eux. •
En même temps, R. a mesuré l'intelligence, par une série de test
personnels, étalonnés ; les résultats scolaires , par une série d'épreuves
étalonnées. Il demande également l'opinion des maîtres sur les enfants..
Les résultats obtenus sont les suivants :
Les tests de Volonté mesurent un facteur défini, de nature non
intellectuelle. Ce facteur à une certaine influence sur les succès sco
laires, bien que cette influence soit beaucoup moins grande que celle
des facteurs intellectuels.
Les tests possèdent un certain degré de cohérence en ce qui regarde
leur application à des individus particuliers, et peuvent dans une
certaine mesure permettre des pronostics. G. P.
3° Étalonnage et critique des Tests. Technique
psychométrique
1375. — MYRA E. SHIMBERG. — An investigation into the vaüdity
of norms with special reference to urban and rural groups In
vestigation sur la validité des étalonnages, spécialement en ce qui con
cerne des groupes urbains et ruraux). — Ar. of Ps., n° 104, 1929,
84 p. . .
Le but était d'étudier l'importance de la variation des normes selon
le sexe, la race, l'éducation, etc. et de rechercher si les différeces
entre groupes tiennent à l'intelligence des sujets ou au test, dont la
matière favoriserait certains groupes. L'auteur employa deux tests
d'information, l'un établi pour enfants d'une ville, l'autre pour enfants
de la campagne. Chaque groupe, soumis au test de l'autre, se montra
nettement inférieur. D'autres résultats aussi prévisibles montrent
qu'on doit prendre toujours scrupuleusement en considération l'âge,
le sexe, l'instruction, la race, la résidence des sujets testés, et notam
ment conclure avec la plus grande prudence sur la supériorité ou
l'infériorité des races. (Bibliographie). G. D.
1376. — Mme HENRI PIÉRON. — Les étalonnages de tests. Tests de
séries numériques. — B. I. N. O. P., 1, 1929,1, p. 40-44, 2, p. 61-64,
3, p. 87-94. — Etalonnage d'un test d'attention. — Ibid.,i, p. 105-
112.
L'Institut National d'Orientation professionnelle, à Paris, a cru
oir aussi le n° 1023, ETALONNAGE ET TECHNIQUE PSYCHOMETRIQUE 873
de première nécessité, avant de passer aux applications pratiques
de se créer une série d'instruments de travail bien au point. En parti
culier une fiche psychologique a été élaborée par H. Piéron, directeur
de la section de psychologie. Cette fiche qui comporte toute une série
d'épreuves variées, permettant d'établir le profil psychologique comp
let de l'enfant à orienter, ne peut avoir de valeur que si dans les
examens réels, les résultats acquis par l'enfant peuvent être com
parés à des normes établies sur un assez grand nombre de sujets. Le
service des recherches de , l'Institut, que dirige Mme H. Piéron,
s'est donc livré, avant tout, à un étalonnage de la fiche Psychol
ogique qui a porté pour les âges de 10 à 15 ans sur 1360 enfants
environ. Ce sont les premiers résultats de cet étalonnage, présenté
sous la. forme du décilage, qui sont présentés ici, et les services
qu'ils pourront rendre sont inappréciables. Ils concernent tout
d'abord le test de séries numériques à compléter, ou test de la loi
de la série. On sait tout l'intérêt de ce test, qu'il faut considérer
comme un test d'aptitude beaucoup plus que comme une épreuve de
développement, et qui met en jeu les fonctions les plus élevées de l'i
ntelligence de l'enfant, semblant même, dans une certaine mesure'
impliquer justement les quatre opérations que Binet reconnaissait
dans l'Intelligence générale : compréhension, invention, direction et
censure. Il nous est impossible de reproduire ici les nombreux tableaux
renfermant les moyennes par âge, pour toute la collection de séries
groupées selon les opérations mathématiques dont la connsaissance est
nécessaire à leur résolution, et qui se montrent, comme il fallait s'y
attendre de difficulté très^ inégale. Tous ceux qui ont à utiliser les tests
de complètement de série, ne manqueront pas de s'y reporter avec le
plus grand profit, et pourront ainsi ramener à des normes soigneuse
ment établies les résultats particuliers auxquels ils aboutiront.
Le test d'attention étudié, est le test de barrage de signes de
Toulouse et Piéron, d'un emploi à peu près général aujourd'hui. Il a
été étalonné sur 1091 enfants (489 filles et 602 garçons) des écoles
de la ville de Paris. Après l'exposé de la technique employée, on
trouvera les tableaux de décilage, pour les garçons et pour les filles,
pour les âges de 11 à 15 ans, et des décilages spéciaux les gar
çons et les filles sélectionnés par le concours d'entrée aux cours comp
lémentaires.
On ne saurait trop remercier l'auteur de l'effort considérable
qu'elle a su mener à bien (et dont les présents articles ne sont qu'une
première manifestation) pour l'établissement si indispensable de
normes sans lesquelles un test est vraiment dénué de toute valeur
pratique d'application. M. F.
1377. — CH. DIETZ. — Etude d'un test de coup d'oeil : le test d'ap
préciation des longueurs. — R. Se. Tr., I, 4, 1929, p. 524-537.
On entend fréquemment les psychotechniciens parler de la nécess
ité de « tester les tests », de livrer ceux-ci à une critique rigoureuse,
pour déterminer leurs meilleures conditions d'emploi, ce qu'on est
en droit d'en attendre, et le degré de cohésion qu'ils sont capables
de fournir. Malheureusement beaucoup moins nombreuses sont les
recherches sérieuses sur ces questions. Elles sont longues, souvent 894 EIÖLlOGRAPhlQÜES
difficiles, et âssek ingrates, beaucoup moins attirantes que celles
qui permettent par l'emploi souvent trop Hâtif d'un test de tirer
des Conclusions dé valeur et de pronostic datis un examen de sélection
ou d'orientation. Je suis très heureux de pouvoir féliciter ici mon
élève et ami Ch. Dietz pour, l'excellent travail qu'il à dohiié à la
Revue de la Science dû Travail. C'est uii exemple remarquable d'étude
critiqué bien menée avec une science parfaite des procédés de con
trôle mathématique c[üe le psychotechniciért a à sa disposition, et
Urt sen's d'analyse critique tout particulièrement aigu. D. a pris pour
sOti étude Un test bien simple. Apprécier une longueur (diviser une
dfoiië en 2, 3, 4 parties, ou réaliser des longueurs de 5, 12, et 50 ceti-
tiittètres) ëri faisant varier un curseur sur Une règle.
d'appréciation1 Tout le travail porte sur là critique des résultats. Plusieurs moyens
s'offrant, l'auteur est amené, par de longues Consi
dérations théoriques à rejeter le classement des sujets suivant leurs
erreurs systématiques considérées en valeur absolue, aussi bien que
l'ordination par le même procédé, en tenant compte dû sens des
erreurs. Le seul Classement qui lui Semble équitable est celui qui se
base suf la Variation moyenne ou l'écart-ëtalon de chac[ue sujet.
Mais Un tel travail ne se résume pas. Nous ne pouvons pour le détail
des développements qu'y rehVöyer le lecteur ç(ui éh prendra connais
sance avec intérêt et profit, ttöüs en sommés persuadés. , M. F.
1378. — M. GAMSA et A; SALKIND. -- Contribution à l'étude de
qüelftüeS testï d'attention» — Ai-, de Ps;, XXI, 83-84, 1929, p; 307-
319; *
Les auteurs ont étudié cinq tests d'attention : a) Test de Rybakoff
(Numération de points disposés en désordre à des degrés différents
de densité pour une même surface) ; b) Test dé Schulte : Reconstituer
l'ordre de séries de nombres se suivant, présentées en désordre ;
e) Test de Toulouse et Piéron; de barrages de signes ; A) Test de
Rossolimo ; pointer et compter des barres et des cercles, dans Un ta
bleau renfermant en outre des Croix ; è) Test de Rybakoff. Compter
simultanément des ronds et des croix irrégulièrement disposés. Les
expériences ont porté sur 140 sujets féminins dont 50 adultes et
90 fillettes (de 9, 12 et 15 ans). Elles visaient principalement à déter
miner les progrès réalisés avec l'âge et la corrélation entre les diffé
rents tests: •
En ce qui concerne le premier point Voici les résultats obtehüs :
12-9 ans 15-12 ans Ad.-15 ans Ad.-9 ans
Te»t
gain gaifl gain
absolu én% absolu absolu absolu
6-5 20 b 10-6 67 30 13-5 160
A 4i3 33 4-4 50 100 Ö 6-4 6-3
53-45 18 6 76-58 43 88-76 16 88-45 91
14-12 14-14 0 21-14 50 21-12 75 17 b' e 89-84 6 84 89 — 6 91-84 8 91-84 i
ÉTALONNAGE ET tEtikUriQÜE PäYCrfÖMETRIQUE &7&
(le test a ii'a pas été appliqué aux enfants. Le test à représente le
barrage en quantité, et c' en qualité). — Que penser de ces chiffres ? —
Le coefficient de gain du test t, le plus élevé, s'explique facilement.
L'accoutumance aux nombres qu'il s'agit de classer par ordre, sera
évidemment plus grande chez un adulte que chez l'enfant. Pour les
autres tests, comme pour le premier du reste, il rie faut pas oublier
que le rendement est iriesufé par la vitesse du travail. Peut-on induire
d'une plus grande rapidité possible à un pouvoir attentif plus élevé.
C'est assez discutable, car il y a là certainement un complexe, dont
l'élément attention n'est qu'une corripösante. Au contraire, pour l'exac
titude du travail (c') on voit que le progrès est insignifiant entre 9 ans et
l'âge adulte,. Ces chiffrée, je le crains bien, montrent une fois de plus
qu'en essayant de mesurer l'attention, en nous efforçant de séparer
une fonction attentive de mécanismes auxquels elle s'applique peut-
être, nous ne poursuivons qu'Une irréalisable utopie. Cette idée, je
la vois renforcée- par les coefficients de corrélation que les auteurs
oiit trouvés entre leurs tests. Le plus élevé (entre d et b) n'atteint
pas Ö,4Ö. La plupart Oscillent entre 0^20 et 0,30 ce qui est vra
iment tout a fait insüffisant. Je sais que les auteurs ont opéré sur
peu de sujets, et n'ont pas mesuré le coefficient de stabilité des tëstfc
en les répétant plusieurs fois sur les mêmes sujets. Cependant il faut
bien conclure que les tests ne peuvent vraiment pas se comparer entre
eux, et encore une fois ceci n'est pas pour me surprendre. M. F.;
13?Ö. — t>. FISCHLER et I. ULLËRT. — CöriWibutiöii à l'étude
des fcéSts âfe niéiubiiè immédiate. — Ar. tîe Ps.* XXï, 83-84, 1929,
p. 293-306.
La recherche a porté sür 53Ö sujets, 80 adultes, et 60 enfants
(25 garçons et 25 filles) de chaque âge, de 7 à 14 ans. Cinq tests ont
été étalonnés, dont les résultats sont donnes eh quartilës pour lés
différents âges, qui visent à mesurer là mémoire imrtiëdiate des
mots, des chiffres, des formes, dès images, des objets. Malheureuse
ment les présentations ont été différentes selon les tests et les tech
niques ne sont pas toujours comparables. Les chiffres obtenus
montrent une indépendance à peu près complète des différentes
formes de mémoire. La corrélation la plus élevée est, entre les mots
et les images, de 0,47 chez les filles, de 0,25 chez les garçons ; on
trouve entre les chiffres et les phrases 0,30 chez les filles, 0;13 chez les
garçonSt toutes les autres sont négligeables absolument, et celles-là
sont loin d'être étroites ! Le fait le plus intéressant que ce travail
met en relief est l'absence à peu près complète de progrès avec l'âge,
de la mémoire immédiate des chiffre«; Or on sait que les échelles
dites dé niveau; emploient fréquemment ce test* pour différencier
des niveaux d'âge en fonction du nombre de chiffres retenus. C'est le
cas pour l'échelle de Binet-Simon (à laquelle ce reproche fut déjà
adressé) et pour celle de Terman (où ces épreuves ont une importance
pondérale plus grande encore). Il serrible bien, d'après les quartilës
Menues par F. et U. qu'il s'agisse là beaucoup mieux d'une aptitude;
l'épreuve serait à rejeter complètement des échelles de dévelop-
1 nent. M. F. ^"1'(
ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
1380. — F. R. GILLESPIE et R. A. BROTEMARKLE. — Inter
polated Revision of College Adult-Level Norms for Personnel Pro
cedure (Revision interpolée des barèmes d'adultes (étudiants) pour
P étude. des cas individuels). — J. of app. Ps., XIII, 4, 1929, p. 325-
345.
Re vision des étalonnages de différents tests mentaux étalonnés
anciennement sur des groupes assez importants d'étudiants (de 376
à 2.092 suj.ets suivant les tests) auxquels viennent s'ajouter quelques
centaines (de 200 à 900 en chiffres ronds) de sujets nouveaux.
A côté de différences insignifiantes, on remarque dans certains
tests des dépassant un décile (398 sujets anciens et
355 sujets nouveaux).
Les auteurs estiment que pour des tests fournissant une forte di
spersion des résultats, un groupe de 1.000 sujets constitue le min
imum ; mais leur nombre de sujets étant variable suivant les diffé
rents tests une conclusion générale est difficile à dégager de leurs
résultats, — auxquels, d'ailleurs, ils attachent eux-mêmes une impor
tance essentiellement pratique : il s'agit d'assurer l'établissement des
profils mentaux des étudiants en vue d'un examen « clinique » des
cas individuels. D. W.
1381. — L. SZONDI. — ; Zur Psychometrie der Tests (Sur la psy-
chométrie des tests). — À. für ges. Ps., LXXII, 1-2, 1929, p. 43-114.
Ce travail a été écrit en 1922 et, pour cette raison déjà, l'intérêt
qu'il présente aujourd'hui, après de si nombreuses études sur la
question, est quelque peu restreint. On y trouvera, cependant, un
tableau commode où sont réunies les formules proposées par quelques
auteurs pour la notation de la qualité et de la quantité du rendement,
notamment dans les tests de témoignage, quelques renseignements
historiques et des considérations de bon sens : nécessité d'une unifi
cation internationale des tests et des étalonnages, qui fut proclamée
dès 1909, au XVIe Congrès International de Médecine par Ranseh-
burj* et qui reste encore à l'ordre du jour. D. W.
1382. — C. S. SLOCOMBE. — Three points of interest to mental test
constructors (Trois points intéressants pour les constructeurs de
tests mentaux). — Br. J. of Ps., XIX, 1, 1928, p. 31-33.
On connaît la différence entre les tests dits de sélection et les tests
dits d'invention. Dans les premiers on propose au sujet différentes
réponses, entre lesquelles il doit choisir celle qui est juste. Dans les
seconds, le sujet n'est pas aidé et doit trouver par lui-même la
réponse juste. S. a étudié les corrélations entre ces deux genres de
tests et leur corrélation avec l'ensemble des autres tests d'intell
igence. Voici ses résultats :
Les deux tests mesurent le même type d'intelligence. Le test de
sélection donne la mesure la plus exacte. Pour les enfants de 11 à
12 ans, les meilleurs procédés à employer-sont ceux des synonymes
et du complètement. G. P. ET TECHNIQUE PSYCHOMÉTRIQUE ill ÉTALONNAGE
1383. — H. P. LONGSTAFF et J. P. PORTER. — Speed and Accu
racy as Factors in Tests in General Psychology [Rapidité et exacti
tude comme facteurs de réussite dans les tests dem psychologie générale). "
— J. of appl. Ps., XII, 6, 1928, p. 636-642.
Dans les tests de connaissances en psychologie générale appliqués
à 186 étudiants, les corrélations entre la vitesse et l'exactitude
(nombre de réponses correctes) ont été pratiquement nulles. D.W.
1384. — P. M. SYMONDS. —Choice of items for a test on the basis
Of difficulty [Choix des éléments d'un test d'après la difficulté). —
J. of ed. Ps., XX, 7, 1929, p. 481-493.
En partant d'hypothèses simples, et en posant comme exigence
la recherche du maximum de précision, l'auteur démontre mathé
matiquement les règles suivantes, qui doivent servir à guider le choix
des éléments composant un test. Le test le plus précis po,ur l'examen
d'un individu est celui qui se compose d'éléments semblables corre
spondant pour cet individu à une exactitude de 50 %. S'il s'agit de
comparer deux individus entre eux, le mieux qu'on puisse faire est de
composer le test avec des questions dont la difficulté se trouve à mi-
chemin entre les deux degrés de difficultés qui correspondent à
50 % de réussite pour chacun des sujets. Si l'on a affaire à un groupe,
le meilleur test se compose d'éléments représentant un succès de
50 % pour les sujets moyens du groupe. Enfin, pour étudier une suite
de groupes consécutifs {âges, classes, etc.) la difficulté des questions
devra se répartir uniformément entre celle qui correspond à 50 %
d'exactitude pour le sujet moyen du groupe le plus bas, et celle qui
admet 50 % de réussite pour le sujet moyen du groupe supérieur.
Actuellement, le besoin le plus urgent en ce qui concerne la mé
thode des tests serait la préparation de listes de toute espèce com
prenant des questions soigneusement étalonnées quant ä leur diffi
culté et relativement aux groupes les plus caractéristiques. Et, au
lieu d'examiner un groupe bien défini à l'aide d'un ensemble hétéro
gène de questions réparties sur une marge très étendue de difficulté,
il serait préférable de puiser chaque fois dans les listes des éléments
ayant à peu près la même difficulté, et de choisir conformément à la
règle précédente (et grâce à une estimation préliminaire approximat
ive) la difficulté qui permet au sujet moyen d'obtenir 50 % de r
éponses exactes. , A. F.
1385. — C. O. MATHEWS. — The effect of the order of printed res
ponse words on an interest questionnaire [Influence de l'ordre dßs
réponses imprimées, dans un sur les intérêts). — J. of
ed. Ps., XX, 2, 1929, p. 128-134.
Deux formes dun questionnaire renfermant 50 questions ont été
utilisées ; dans la première, l'ordre des réponses imprimées à consi
dérer par le sujet était inverse de celui adopté dans la deuxième (très
agréable, agréable, indifférent, désagréable, très désagréable, au
lieu de très désagréable, désagréable, etc.).
On a pu constater une influence de l'ordre des mots sur les r
éponses des sujets, décelable par le fait qu'un terme donné a été '
marqué de 0,1 à 7 % plus souvent dans une position que dans l'autre. La pqsitjon l e§t favorisée par rapport à la position 2, la position 4
piar. rapport à la position 5 ; autrement di£ le mot placé à gauche est
choisi plus fréquemment que lorsqu'il occupe la position droite
(différences en faveur de la position gauche : 272, 256, 137, 233, pour
9137 réponses). Les variations d'un individu à l'autre sont trop
marquées ppur permettre une correction de l'erreur, qui pourrait
cependant être évitée par l'emploi d'une réponse écrite par le sujet,
A. B.-F.
1386. — H. C. HAMILTON. — The effect of incentives on accuracy
of discrimination measured on the Galton bar (V effet de facteurs st
imulants sur la justesse de discrimination, mesurée avec la barre de
Qaltqn). — Ar. of Ps, N° 103, 1929, 73 p.
Le sujet, voyant une ligne lumineuse horizontale de 12 centimètres,
devait réaliser à côté une longueur double. Six groupes de 10 étu
diantes furent testés. Le Ie? groupe était' seulement blâmé : après
l'épreuve, le sujet pressait un bouton qui déclenchait une sonnerie
quand l'erreur avait dépassé l'erreur moyenne personnelle ; le 2e était
récompensé : l'appareil sonnait quand l'erreur moyenne n'était pas
atteinte ; le 3e, groupe de contrôle, répétait simplement l'épreuve ;
le 4e, blâmé, estimait ensuite le sens de l'erreur ; le 5e en était informé
par l'expérimentateur ; de même pour le 6e groupe, mais sans
sonnerie. D'autres épreuves demandèrent de réaliser une longueur
égale à celle de la ligne présentée.
La simple répétition ne change pas l'exactitude. Les stimulants
l'ameljorent, blâme aussi bien que récompense, agissant non pas
constamment — comme stimuli physiques — mais par l'interpréta
tion du sujet pu par certaines de ses réactions. Le 4e groupe devina
le sens de l'erreur 70 fois sur 100, mais sans corrélation entre cette
faculté (variant de 57 à 89 %) et l'apprentissage du test. Le 5e groupe
(informé du sens de l'erreur) ne donna pas de meilleurs résultats que
les 2e ou 3e — et le 6e groupe fut plus mauvais. (Était-il suffisant
de prendre 10 sujets par ? Dans sa dernière table, l'auteur
donne le pourcentage d'erreur subsistant à la fin des épreuves : 24 à
36 pour les groupes stimulés, 60 pour le 6e groupe... où 8 sujets ont
40 de moyenne, les 2 autres donnant 104 et 171 : il aurait donc
suffi que 2 sujets fussent dans un autre groupe pour qu'on n'obtint
aucune différence significative). GL D.
1387. — J. W. DUNLAP, A. DE AÏELLO, E. E. CURETON. —
The effects of different Directions and Scoring methods on the
reliability Of a true-false test [Effets des différentes instructions et
des différentes méthodes de calcul sur V interprétation d'un test par
« vrai ou faux»), — S. and S., XXX, N° 768, p. 378-382.
Les auteurs ont expérimenté un test par « vrai ou faux » sur 79 étu
diants d'après différentes méthodes : une première fois le test a été
donné en demandant une réponse seulement pour les mots connus du
sujet. Une deuxième fois, on a demandé une réponse pour chaque mot,
avec la permission de deviner lorsqu'on ne savait pas (méthode habi
tuelle). Enfin ces deux tests ont été comparés entre eux et avec un
troisième test combiné, expérimenté sur les mêmes élèves. Les au
teurs en publient les résultats statistiques, accompagnés des diverses
conclusions qu'ils croient devoir en tirer. L. B. '
'
ETALONNAGE B* TECHîNlQUE BSyGHGMETRlQUte
— M. L. liQWE. — First impression ?ersns seceaâ thought in
true false tests (Première et seconde pensée dans les tests
par tout ou rien). — J of ed. Ps., XX, 3, 1929, p. 192-195. —
C. 0. MATHEWS. — Erroneous first impressions on objective tests
(Impressions premières erronées dans les tests objectifs). ■. — Jbid., ■'
4, p. "2J80-286.
L'analyse détaijlée çlçs changements volontairement apportés par
les sujets dans leurs réponses à 21.903 questions (choix possible entre
deux réponses seulement) a révélé que les modifications correctes
étaient deux fois plus nombreuses que les autres . Par contre, pour
des réponses différées (mais sans rectification ultérieure) on a eu des
résultats comparables à ceux que donnent les réponses immédiates.
Dans une deuxième enquête, portant sur 18.000 réponses, pour
570 changements constatés, 63 % ont été faits correctement, 34 %
ont introduit des erreurs, 3 % ont été sans effet sur la valeur de la
réponse. Pour 22.000 problèmes comportant Je choix entre plusieurs
réponses, on a constaté 555 changements, dont 33 % ont amélioré
le rendement, 21 % l'ont abaissé et 26 % ont été sans effet.
Contrairement à l'opinion exprimée par les sujets eux-mêmes, le
fait de revoir et de corriger les réponses améliore la qualité du test.
A. B^-F.
1389. — ED. B. GREENE. — Achievement and Confidence on true
false tests of College Students (Résultats et validité des tests à nota
tion de tout ou rien chez des étudiants). — J. of Abn. Ps., XXIII, 4,
1929, p. 467-477.
Les tests fondés sur la validité de la méthode du tout ou rien ne
font-ils pas la part trop belle à des choix faits au hasard. On a expé
rimenté avec des tests destinés à. la mesure du degré de confiance en
soi, sur 2 groupes de 125 étudiants. Les résultats indiquent qu'il y a
une relation étroite entre le degré de confiance accordé à une réponse
et son exactitude. Cependant les élèves ayant donné le meilleur ré
sultat avec le test d'intelligence de Thorndike montrent un moindre
degré de confiance dans leur jugement que les moins bons dans le
test. Mais la réédition du test à titre de contrôle montre que ces
derniers ont moins de constance que les autres dans la valeur de leur
certitude. M. L.
1390. — M. QLCOTT. — An experiment with intelligence tests aad
their evaluation (Une expérience avec des tests d'intelligence ; leur
appréciation). — Ind. J. of Ps., IV, 1, 1929, p. 22-30.
Le recrutement du personnel pour une société hôtelière se mont
rant peu satisfaisant du fait d'une forte proportion d'insuffisants
intellectuels, l'utilisation d'une batterie de tests d'intelligence fut
inaugurée en 1922 pour assurer une base à la sélection.
L'auteur a été chargé de cette sélection à partir de 1925 et, après
essai de 14 tests collectifs, s'est limité à l'emploi de 9 d'entre eux.
Son appréciation de la valeur de ces tests s'est fondée principale
ment sur la corrélation de cjiacun d'eux avec }?ensemble.
Voici les. indices calculés par la méthode de colligation (pqurcen- ,
880 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
tage des accords ou désaccords dans le sens des écarts vis-à-vis de la
moyenne).
Arithmétique (National Intelligence Test I) 0, 790
Compréhension de lecture (idem. II) 0, ?95
Complètement de nombres (Army Alpha 6) 0 , 845
Substitution de symboles Bèta 4) . . 0, 815 de séries symboliques (Army Beta 3) ..... 0,800
Problèmes arithmétiques (Army 'Alpha 2) 0, 835
Opposition verbales (Army Alpha 4) * .... 0, 820
Ingéniosité arithmétique (Illinois Intelligence 6) 0,890
Renversement de symboles (Kingsbury- Prima 2) 0,690
Finalement un indice de la valeur des tests a été établi, par addi
tion des corrélations avec l'ensemble, avec l'âge chronologique (?!)
et avec le quotient d'intelligence, et soustraction de la corrélation
moyenne avec chacun des autres tests (l'accord avec le classement
d'ensemble étant désirable, et en même temps l'indépendance relative
vis-à-vis de chacun des autres éléments composants, deux données
relativement contradictoires, l'échelle des indices vis-à-vis de l'e
nsemble étant à peu près exactement parallèle à celle des indices
moyens vis-à-vis des autres tests).
La valeur de cet indice est évidemment bien sujette à caution !
H. P. .
1391. — J. FRICKX. — Contribution à l'étude de la méthode des
Tests. — In-8 de 28 pages, Bruxelles, Lamertin, 1928.
L'auteur a réuni dans cette brochure deux études, l'une sur la cor
rélation entre l'échelle Binet-Simon et celle de Vermeylen, l'autre
sur les résultats de l'emploi du test collectif de Decroly.
La première montre que, sur 24 sujets de 6 à 7 ans dont le quotient
intellectuel a été mesuré par les deux méthodes, le coefficient de cor
rélation atteint -h 0,67, sur 17 de 7 à 8 ans, H- 0,66, sur 13 de 8. à
9 ans, -+- 0,81, et enfin, sur 14 de 9 à 10, -+- 0,27 seulement. Cette
dernière donnée semble indiquer une différence systématique des
deux échelles pour les enfants de plus de 9 ans.
L'auteur pense avoir établi la validité de la méthode Vermeylen
par la comparaison avec celle de Binet-Simon, mais juge préférable
l'emploi simultané des deux échelles.
Dans la deuxième étude, les résultats du test d'images à classer
(15 couples) de Decroly sur 778 sujets de 8 à 16 ans, garçons et filles,
ont conduit à l'établissement d'un barème de 8 à 13 ans (de 1 à
7 points sur un maximum de 14). H. P.
1392. — F. KUHLMANN, t- The Kuhlmann- Anderson Intelligence
Tests Compared with Seven Others {Les tests d'intelligence de Kuhl
mann-Anderson comparés à sept autres tests). — J. of appl. Ps.,
XII, 6, 1928, p. 545*594.
Les tests de K.-A. comportent 35 tests collectifs répartis en huit
« batteries » pour les classes scolaires successives, chaque batterie
comprenant les tests difficiles de la batterie inférieure et les tests
faciles de la batterie supérieure. K. entreprend une étude attentive
de ces tests comparativement à d'autres échelles d'intelligence en

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