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

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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.
Publié le : jeudi 1 janvier 1925
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3° Etalonnage et technique psychométrique
In: L'année psychologique. 1925 vol. 26. pp. 707-726.
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3° Etalonnage et technique psychométrique. In: L'année psychologique. 1925 vol. 26. pp. 707-726.
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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 celle qui aurait la corrélation la plus élevée ~
avec ces critères. A ce point de vue, Terman et National arrivent en
tête.
Biles sont aussi assez bonnes au point de vue delà valeur discr
iminative, quoique ici Otis tienne le premier rang.
Les tests particuliers de chaque échelle sont d'une valeur très
différente. Elles pourraient être améliorées en^ empruntant; à chacune
ses meilleurs tests.
L'échelle Otis est la plus difficile à appliquer ; l'échelle américaine
•«st plus difficile à appliquer que l'anglaise, mais «prend néanmoins
moins de temps. La Simplex prend le plus de temps à appliquer et
à calculer.
Aucune échelle, semble441, n'aune valeur supérieure aux: autres
pour un niveau déterminé. fLà où les' échelles sont d?un usage» général
dans tes écoles élémentaires, les américaines paraissent meilleures
que les anglaises. Ce sont, par ordre de préférence, National, Terman
et Otis. G.. P. ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES 710
G.-E. MANSON. — Group differences in intelligence tests {Diffé
rences de groupes dans les tests d'intelligence). — J. of appl. Ps.,
IX, 2, 1925, p. 156-175.
G.-E. MANSON. — Personnality differences in intelligence test»
{Différences de personnalité dans les tests d'intelligence). — J. of
appl. Ps., IX, 3, 1925, p. 230-255.
Si l'on se borne à noter le résultat total d'un test d'intelligence,
soit le nombre de points obtenus par chaque sujet, on relève déjà des
différences importantes entre des groupes de sujets appartenant à
des milieux très différents. L'auteur qui a appliqué le test VI du
Bureau of Personnel Research (modification du test alpha de l'Ar
mée) à huit groupes de sujets, a trouvé les moyennes suivantes :
1 Nombre de Moyenne des Groupe Profession sujets résultats glob
I.... 14 Licenciés 124,2
11 28 Etudiants de dernière année de
l'école supérieure des Indust
ries à l'Institut Carnegie de
Technologie Hl, 6
III 36 Etudiants de dernière année / d'une école pour ingénieurs
112,5 mécaniciens
IV.. 36 Elèves d'une école d'assurance
pour la vie 105
40 Inspecteurs et surveillants d'une
Cie de manufacture 94,8
VI 81 Policemen 38,5
VII 25 Etudiants d'un cours de péda
gogie. 121,6
VIII 81 Elèves d'écoles secondaires. .... 75
Si l'on analyse en plus les erreurs et les omissions pour les diffé
rents types de questions, on relève encore des différences caracté
ristiques entre les groupes et les individus. Pour les ingénieurs les
problèmes d'arithmétique et le complètement des séries de nombres
sont les tests les plus faciles ; les tests de relations logiques (les « con
traires ») et d'information générale — les plus difficiles. C'est à peu
près l'inverse pour les futurs agents d'assurances. Toutes les caté
gories d'étudiants réussissent médiocrement le test d'information.
Une analyse de cette nature, si elle est plus poussée, permettrait
de sélectionner des tests caractéristiques des professions.
Enfin, si l'on interroge les sujets sur les raisons pour lesquelles
ils ont omis de répondre à certaines questions, on peut constater
des différences dues, semble-t-il, à des différences de caractère. Les
uns ont tendance à répondre au hasard, dans l'espoir de tomber
juste ; les autres ne donnent que des réponses dont l'exactitude ne
leur laisse point de doutes, etc., etc. D. W. PSYCHOTECHNIQUE 711
F. GAW — A study o! performance tests (Etude de tests non verbaux).
— Br. J. of Ps., XV, 4, 1925, p. 374-392.
G. a étudié 100 élèves des écoles élémentaires du Comté de Londres
et 34 enfants de bateliers à l'aide d'une série de tests non verbaux.
Ces tests, empruntés aux Américains, se sont montrés applicables
aux enfants anglais ; il est pourtant nécessaire, pour quelques-uns
d'entre eux, de modifier légèrement l'étalonnage. Ils semblent me
surer un facteur central, voisin de l'intelligence générale, sinon iden
tique à elle. Il y a pourtant une légère différence entre les résultats
donnés par ces tests et ceux de l'échelle Binet-Simon. Ces deux mé
thodes peuvent donc se compléter utilement. Pour les enfants des
bateliers, placés dans un milieu anormal, les tests non verbaux four
nissent une meilleure mesure de l'intelligence que les tests Binet-
Simon. Il est indispensable d'employer une série de tests pour cette
mesure et de ne pas se fier aux résultats donnés par un seul ou par
un petit nombre d'entre eux.
Certains sujets réussissent mieux dans les tests non- verbaux,
d'autres dans les tests verbaux.
Il y a des différences très marquées entre les sexes. En général,
les garçons réussissent mieux que les filles, particulièrement dans les
tests demandant une perception de la forme. Il paraît donc néces
saire, pour ce groupe de tests, de construire une échelle séparée pour
les deux sexes. G. P.
C.-L. HULL et C.-E. LIMP. — The differentiation of the aptitudes
of an individual by means of test batteries (La différenciation des
aptitudes d'un individu par Vemploi de batteries de tests). — J. of
ed. Ps., XVI, 2, 1925, p. 73-88.
Les auteurs ont recueilli pour 73 élèves de la première année de
l'école secondaire (high school) les résultats d'un grand nombre de
tests collectifs et les données numériques caractérisant la valeur
de ces sujets au point de vue de différentes activités scolaires. Des
« batteries » de tests ont été ensuite organisées, qui étaient destinées
à mesurer les aptitudes nécessaires à la sténographie, la dactylo
graphie, l'anglais et l'algèbre.
La comparaison des résultats obtenus par l'application des tests,
avec leur critère, a donné des corrélations de + 0,51, + 0,61, + 0,65
et + 0,74.
Quand ces batteries de tests étaient employées à l'évaluation des
différences entre l'aptitude d'une personne à faire une chose et son
aptitude à faire une autre chose, les coefficients de corrélation étaient
moins élevés, soit -f 0,17, + 0,23, + 0,31, + 0,42.
Ceci montre qu'il est plus difficile de déceler et de déterminer les
degrés différents de diverses aptitudes chez un même individu, que
de distinguer des variations d'une même aptitude d'un sujet à un
autre. A. B.-F.
N. SPIELREIN. — De la valeur pronostique des épreuves psycho
logiques de l'aptitude professionnelle. Esquisse d'une théorie de
l'entraînement (en russe).— Rec. consacré à Rossolimo, p. 218-226.
Les épreuves psychotechniques n'ont aucune valeur pratique 7$2 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
quand elles se bornent à la détermination des aptitudes données
-en excluant tout pronostic. L'auteur admet deux hypothèses sui
vantes pour pouvoir déterminer d'avance le développement1 des apti
tudes :
1° L'accroissement d'une aptitude donnée à la suite d'un travail
d'entraînement est proportionnel à la différence entre la valeur-limite
du développement possible et la valeur du développement actuel
de l'aptitude en question ;
2° Le coefficient de proportionnalité dépend de l'aptitude «t ne
dépend pas de l'individu.
On peut ainsi déterminer pour chaque individu le développement
limite possible d'une aptitude quelconque. Il suffit de déterminer
les trois points courbe du développement en "fonction de -l'e
ntraînement : le point de départ, l'allure postérieure et l'asymptote
de cette courbe. Cette notion du développement-limite nous débar
rasse de la notion hypothétique des facultés innées, inaccessibles
■à l'étude expérimentale. J. ik.
H. PINTNER. — Results obtained with -the non-language group
test (Résultats obtenus au moyen des tests n'utilisant pas le langage).
— J. of ed. Ps., XV, 8, 4924, p. 473-483.
Les épreuves d'intelligence qui n'utilisent'pas le langage' font-elles
appel au même aspect de l'intelligence que les tests verbaux? Bai»
quelle mesure les résultats des deux méthodes sont-ils comparables ?
Pour répondre à ces questions, Pintner a, dans un grand nombre
'de cas, appliqué la série des^épreuves « Pintner ^PaÉersons.teéts non-
verbaux qui cherchent à atteindre l'intelligence concrète, mais ne
nécessitent pas de connaissances mécaniques.
L'observation des résultats a montré :
f° Que la corrélation avec Tage mental (r = +0,25 à H- 0,75)
«st inférieure à celle que Ton obtient parles méthodes verbales ;
2° Que les Tésultats ne concordent pas avec l'appréciation d'in-
telligenee fournie par l'instituteur (r ■■■= — 0,26 à + 0^41 ) ;
3° ' Que des applications successives de la même iserie de tests ; sur
les mêmes enfants donnent des résultats comparables (r =+ 10 773
à 4- 0,79) ;
4° Que les différences révélées par les méthodes verbales entre
un groupe d'enfants anglo-saxons et un groupe d'immigrants ita
liens subsistent mais se trouvent 'fortement diminuées quand on
applique les tests 'n'utilisant pas le -langage.
11 semble donc bien- que les méthodes verbales et les méthodes non
verbales n'atteignent pas le même aspect de l'intelligence, ^es tests
Tion^verbaux feraient appel à l'int-élligenee -concrète alors que les
tests verbaux, tout comme l'appréciation scolaire, seraient dorades
sur 1'rritelligenee abstraite. Ä.1B.-F.
G. MUELLER. — Ein Beitrag zur Prüfung logischer Fälligkeiten
i&ne contribution à Wexamen des facultés logiques). A. f. ges.
Ps., L, 2, 1925, p. t«7-2O4.
Deux tests ont été appliqués à plus de 500-enfante des deiasexes,
«élèves d'école primaire ou dB lycée dont 3 -âge variait entre "10 et PSYCHOTECHNIQUE 713
15 ans. Les deux épreuves consistaient : l'une à trouver pour un mot
mduöteur donné, une idée coordonnée et une idée plus générale
qui exprime le genre de l'inducteur et de l'induit ; l'autre à indiquer
un effet possible de et une condition dont la présence
empêcherait la réalisation de l'effet indiqué. Dans l'un comme dans
l'autre test, le sujet devait passer en revue les différentes acceptions
dans lesquelles pouvait être employé le mot inducteur et présenter
autant de solutions. Les tests étaient appliqués collectivement après
une explication détaillée, illustrée par des exemples. Les 5 induc
teurs de chaque test étaient lus par l'opérateur en raison de un -par
2,5 minutes.
Voici le nombre de solutions correctes, par âge et par sexe, rap
porté à cent sujets de- chaque catégorie :
Age 10 il 14 15
80 133 222 300 390 .670:
Ier test y if ilèes- 459- 351 .61 i Ô76 48ß 318' 45 ,• 100 ,244 ,299 513 2e test j i fuies garçons 56 58 205 254 155 336
La variabilité à l'intérieur d'un âge donné est très forte, ce qui
„permet .de considérer ce test xomme un test d'aptitude. Et cela d'au
tant plus que l'exercice ne perturbe pas notablement les résultais.
Après 44 jours d'exercice on trouve les corrélations suivantes avec
le ' classement primitif : 32 garçons : p = 0;83, 21 ifilles ; p = 0,76.
Enfin, les corrélations entre les appréciations des instituteurs et
les résultats des tests ont été dans 3 classes : p = 0,70 0,76 et 0,85.
D. W,
F.-E. OTIS. — Phénoménal memory in its bearing upon varions
mental tests {Mémoire phénoménale dans son influence sur diffé
rente tests mentaux). — J. of appl. Ps., IX, 3, 1925, p. 311-318.
Observation d'un enfant arriéré et pervers doué d'une mémoire
remarquable. De nombreux tests d'intelligence que l'auteur a fait
.subir, à. -son sujet montrent des résultats en accord avec le niveau
mental -de l'enfant et ne semblent, pas altérés par le développement
extraordinaire de la. mémoire. D.W.
H.-E. GARRETT et V.-W. LEMMON. — An analysis oî several
. well-known tests {Analyse de ^plusieurs tests connus). — J. Of appl.
Ps., VIII, 4, 1925, p. 424-438.
Les auteurs établissent les équations de régression entre des tests
de barrage connus (A-test, a-t test) et des épreuves de coordination
motrice {xt) et de rapidité de reconnaissance des mots (xa). Pour
l' A-test, (54 sujets) par exemple, l'équation x± = 0,31 x3 + 0,38 x,
montre qu'on aurait tort de ne pas attribuer d'importance aux apti
tudes motrices.
Une analyse semblable, faite pour le « Color naming test « (50 714 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
sujets) montre qu'un certain facteur d'hésitation (interférence),
mesuré par comparaison avec un test analogue où il n'entre pas,
intervient au premier chef, la rapidité de reconnaissance ensuite,
la rapidité d'élocution étant pratiquement sans importance. A. F.
E.-L. THORNDIKE. — On the provision of alternative forms of
examinations equal in difficulty (De la préparation des formes
alternatives des épreuves de difficulté égale). — J. of appl. Ps., IX,
1, 1925, p. 1-4.
Les candidats au Columbia College sont obligés de subir une série
de tests d'intelligence. Il est, par conséquent, indispensable d'en
avoir des formules alternatives de difficulté égale. Ces tests alter
natifs ont été étalonnés préalablement et après quelques tâtonne
ments on a réussi à constituer pour les années 1919-1924 des séries
de difficulté sensiblement égale ; une correction appropriée pour
chaque série permet de ramener tous les résultats à une commune
mesure. D. W.
K. MURDOCH. — A study of comparative value of nine perfo
rmance tests (Etude de la valeur comparée de neuf tests d'exécution).
— J. of appl., IX, 4, 1925, p. 364-366.
Application des tests de puzzle de Pintner et Paterson à un groupe
de 29 filles mères et calcul des écarts entre l'âge mental donné par
un test particulier et l'âge mental moyen. Voici les chiffres :
■2.2 "S "3 s s ■3 8 Test cl » es o ■* JJ » S a a a §0Q
ÏP.5. JJ a
Ecart moyen. —0,41—2,27+1, -2,63+0,45+0,65+1,41-4,90+1,31
D.W.
G.-M. LOWE et M. SCHIMBERG. — A critiaue of the fables as
a moral judgment (Une critique de V emploi des fables comme tests
de jugement moral). — J. of appl. Ps., IX, 1, 1925, p. 53-59.
L'application du test d'interprétation de fables, qui fait partie
de l'échelle Termann, aux 2.000 enfants de 11 à 18 ans, dont 1.443
délinquants, a montré que le succès dans ce test dépend bien plus
du niveau mental du sujet que de sa conduite morale effective.
D.W.
E. FAUTH. — Testuntersuchungen an Schulkindern nach der
Methode des fortlaufenden Addierens (Recherches sur le test,
de calcul continu chez les enfants des écoles). — A. f. ges. Ps., LI
1-2, 1925, p. 1-20.
Etalonnage du test de Kraepelin sur 1.500 écoliers de 7 à 14 ans, PSYCHOTECHNIQUE 715
dans les écoles primaires de Munich et les écoles de campagnes de
Wurtemberg.
L'épreuve durait 6 minutes ; après la fin de la 3e minute, les en
fants marquaient un trait au signal donné par l'opérateur. Mais on
n'a pas relevé de différences entre les deux moitiés du test.
Voici les résultats de l'étalonnage :
Nombre Nombre Var. moy. Classe Age moyen d'additions d'erreurs en % par min. en %
[ 7,2 2,6 46 16,2
II 8 2 5 0 42 5 3
m 3.2 9 6 29 2,1
IV 10 12,6 26 2,2
v 11 3 15 8 26 1 5
12,2 24 VI 20 4 3 0
VII 13,1 21,7 25 16
VIII 14,1 22,9 23 2,0
La courbe de croissance se rapproche d'une courbe en S.
Les filles sont en général inférieures aux garçons, bien qu'on cons
tate des variations irrégulières dans les différentes classes.
Dans les classes supérieures les enfants de campagne se montrent
supérieurs aux petits citadins, mais ici encore il y a des variations
irrégulières.
Il y a une corrélation positive très nette entre le rendement dans
le test et les notes scolaires :
III IV V Note scolaire moyenne (') I II
15,7 Nombre d'additions par min 22,2 12,7 10,3 0,6
D. W.
HARVEY A. PETERSON et JEROME G. KUDERNA. — Reüa-
bility of school tests of auditory acuity {Confiance à accorder aux
tests scolaires d'acuité auditive). — J. of ed. Ps., XV, 3, 1924, p. 145-
157.
Etude comparative des deux tests classiques de la parole chu-
chotée et de la montre. Les résultats sont plus nets et plus objectifs
avec la première méthode (du moins lorsque l'examinateur est
suffisamment exercé). Un seul essai à l'aide de la parole chuchotée
suffit à distinguer les auditions subnormales : au contraire, si l'on
emploie la montre il faut au moins deux ou trois essais. La corréla-
1. En Allemagne on note sur une échelle de 5 t degrés : la note 1 est la
meilleure.

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