Étalonnage. Technique Psychométrique. Constance des Résultats, etc. - compte-rendu ; n°1 ; vol.28, pg 817-830

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L'année psychologique - Année 1927 - Volume 28 - Numéro 1 - Pages 817-830
14 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 1927
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3° Étalonnage. Technique Psychométrique. Constance des
Résultats, etc.
In: L'année psychologique. 1927 vol. 28. pp. 817-830.
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3° Étalonnage. Technique Psychométrique. Constance des Résultats, etc. In: L'année psychologique. 1927 vol. 28. pp. 817-
830.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1927_num_28_1_6504ET TECHNIQUE PSYCHOMËTRIQUE 817 ÉTALONNAGE
et 0,89 ± 0,03. Les corrélations avec le « Group test of mental ability »
de Terman et le test d'intelligence de Thorndike vont de 0,14 à 0,58.
La validité du test a été trouvée de 0,82 et sa cohérence de 0,93.
La comparaison des résultats du test avec les notes scolaires a
donné une corrélation de 0,19, pour les étudiants de lettres, de 0,51
pour les étudiants de science, alors que pour ces deux groupes les
corrélations entre les résultats scolaires et le test d'intelligence de
Thorndike avaient été de 0,41 et de 0,27. A. B.-F.
1112.— H. WALKER HEPNER. — A Business Ability Test {Un
test d'habileté en Affaires). — Ind. Psych., II, 1, 1927, p. 1 7-27.
Ce test devait très évidemment être combiné par des Américains.
11 a été appliqué à 92 hommes d'affaires, présentant une grande dis
persion de valeur en ce qui concernait leurs capacités, salaires, éducat
ions, âges et comprenant depuis des garçons de bureau jusqu'à des
« managers ». Les sujets étaient divisés en trois classes selon leur va
leur. L'application du test a révélé un parallélisme assez marqué
entre la réussite dans le test et la compétence en affaires (p == 0,76).
On a discuté si ce test était spécial ou mesurait seulement l'intell
igence générale. L'auteur a appliqué ce même test et un autre test de
capacité mentale à 23 femmes également dans les affaires et n'a
trouvé qu'une corrélation pratiquement nulle.
Ce test comprend 7 rubriques : 1° Test de jugement de faits (en
matière d'affaire) : assertions qu'il fallait nier ou approuver; 2° Test
d'information sociale ; 3° Test de calcul ; 4° Test de relations : mot
présentant le même rapport avec un mot donné que deux mots pr
écédemment énoncés entre eux ; 5° Test de jugement ; 6° Test de lettre
d'affaire ; 7° Test de mémoire et de classification. M. L.
3° Etalonnage. Technique Pstchométrique. Constance des
Résultats, etc.
1113. — M. PERNAMBUCANO et ANNITA PAES BAR-
RETTO. — Etudo psychotechnico de alguns tests de aptidao. —
[Etude psychotechnique de quelques tests d'aptitude). — In 8° de 43
pages, Recife,1927.
A l'Institut de Psychologie de Pernambouc P. qui en était direc
teur, et une psychologue adjointe ont repris sur les écoliers brésiliens
les études de Mme Piéron relatives à 6 tests l, pour comparer les
résultats obtenus en suivant exactement les mêmes méthodes. Voici
les centilages comparés des tests :
1° Permutations :
Centiles 1 25 50 75 100 '
Points 0 3 4 5 9 (M™ P.). ... 1 5 6 7 13
2° Mémoire des 15 mots (2 séries) :
Centiles 1 25 50 75 100
Mots retenus 6 12 14 16 2'6
» » [M™ P.) 4 16 18 21 29
1. Cf. An. Ps., XXIII, p. 144-175.
l'année psychologique, 'xxvm. 52 i
.
ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES 818
3° Phrases absurdes :
Gentiles 1 25 50 75 100
Poiats 0 3 5 6 10
Points (M™ P.).... 3 5 6 8 10
4° Mots avec 8 lettres :
Gentiles 1 25 50 75 100
Points 0 5 7 9 27 (Mm« P.) 0 3 6 10 23
5° Analogies :
Centiles 1 25 50 75 100
Points. 8 11 13 14 19
Points (M™ P.) 10 14 15 17 19
6° Mémoire des dessins de Rybakoff :
Centilea. 1 25 50 75 100
Points ... 0 1 2 5 15 (M™ P.).... o 7 12 16 20
Des données sont également fournies sut la dif iculté relative aux
épreuves pour la mémoire des divers mots, la critique des différentes
phrases absurdes, et la reconnaissance des diverses analogies, la mé
moire des -dessins variés de Rybakoff.
II
Tests
2 4 5 6 3
-J- 0,254 + 0,046 + 0,214 + 0,155 + .0,326 4 (+ 0,169, (+ 0,320) (+ 0,007) (+ 0,020) (+ 0,094)
— 0,019 i + 0,155 + 0,012 — '- — 0,153 0,380) (— + 0,105 0,140) 2 (+ 0,020) (+ 0,394.) (+ 0,004)
— 0,019 [ + 0,326 + 0,241 + 0,216 — (-t- + 0,220) 0,186 (4- 0,094) ) (+ 0,169) (+ 0,136, (+ 0,180)
0,186 + 0,162 > +0,254 + 0,012 + 0,180 + — 4 (- 0,140» ( + 0,394^ (+ 0,220) (-0,170) j (+ 0,320)
— 0,153 — 0,006 \ + 0,016 0,186 + 0,241 + — 5 •(— 0,088,. (- 0,170 (_ 0,380) (+ 0,180) j (+ 0,094)
- ( + 0,216 + 0,105 + 0,216 + 0,162 0,006 — (— 0,14,0 (— 0,140) (- 0,088) f (-+- 0,007] (+ 0,136)
La différenciation des centilages pour les enfants de 13 et de 14
ans montre qu'à n'y a pas de progrès net avec l'âge, ce qui con irme
qu'il s'agit plutôt là de tests d'aptitude (la différence d'un an n'étant
toutefois plus très significative à partir de 14 ans). ÉTALONNAGE ET TECH.V1QUE PSYCHOMÉTKIQUE 819
La détermination des corrélations entre les différents tests (sch
ématisée dans une figure identique à celle de Mme Piéron) montre un
accord général avec quelques divergences.
Les corrélations sont données dans le tableau ci-dessus, les valeurs
de Mme P. étant entre parenthèses.
Il n'y a de désaccord un peu net que pour les corrélations des tests
4 avec 5 et 6 et du test 2 avec 6. Sur 15 corrélations l'accord est très
bon dans 6, bon dans 3, médiocre dans 3, assez mauvais dans 3. Dans
l'ensemble les résultats se coordonnent de façon satisfaisante.
H. P.
1114.— E. L. THORNDIKE. — A fundamental theorem in mo-
difiability — (Un théorème fondamental en « modifiabilité »). —
Pr., of N. Ac. of Se, XIII, 1, 1927, p. 15-18.
Plus souvent une situation se sera trouvée associée à une réponse
définie, et plus forte sera la tendance à l'évocation de cette
par cette situation. C'est là une notion courante.
Précisons. Une réponse Ri, a été réalisée 90 fois et une réponse R2
10 fois, pour une situation S. Doit-on penser que l'effet renforçateur
-dû à la plus grande fréquence de Ri, va se manifester ultérieurement,
et changer, dans une nouvelle série de 100 S, les rapports de R4 et
R2 qui vont devenir par exemple 91 et 9, et ainsi de suite ?
L'auteur donne les résultats d'expériences faites pour éprouver
cette conséquence (estimations répétées de longueurs avec notations
de fréquences et comparaison des premières et dernières séries, ou
associations de chiffres à des mots, ou notations orthographiques de
certains sons, représentant des mots ou des groupes de phonèmes
dépourvus de sens, etc.).
Or ces résultats sont entièrement négatifs : la fréquence plus
grande ne constitue pas, par elle-même, une force sélective. H.. P.
1115. — H. ANTIPOFF. — Contribution à l'étude de la constance des
sujets. — Ar. de Ps., XX, 1% 1927, p. 177-190.
L'auteur a étudié sur 8 sujets adultes la variabilité des résultats
des huit tests suivants : 1° Tapping (15") ; 2° Aiming (15") ; 3° Rapidité
d'écriture ; 4° Marche (20 mètres) ; 5° Force musculaire ; 6° Discrimi
nation tactile ; 7° Estimation d'une minute ; 8° Test de la Statue
(Rester immobile les bras écartés et tendus portant une haltère de
1 kg. le plus longtemps possible).
Le premier point étudié est de savoir à quel genre d'activité corre
spond la moindre variabilité. A. distingue quatre degrés : Maximal
(Max) ; Habituel (H) ; Sans effort (Se) ; Effort contraire (Ec) (faire
la tâche le plus lentement, le plus faiblement possible). Pour les cinq
tests où interviennent ces degrés (1 à 5) c'est toujours le degré maxi
mal qui donne la plus grande constance (5,06 % de variabilité contre
11,04 pour H, 17,38 pour Se et 30,08 pour Ec).
L'étude de l'exercabilite donne les résultats suivants : En la mesu
rant pour un même test par le quotient de la moyenne des deux pre
mières expériences par la moyenne des deux dernières {par le rapport
inverse pour les tests où une diminution du chiffre expérimental
obtenu est une amélioration de l'efficience), on trouve 1,01 pour M, 820 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
1,04 pour H, 0,96 pour Se, 1,33 pour Ec. Le chiffre 1 signifiant au
cun exercice, c'est donc encore pour la forme M, que l'influence de-
l'entraînement est la moindre. Ces deux résultats ont une grosse im
portance. Ils légitiment, au moins à ces deux points de vue de la
variabilité et de l'exercice, l'habitude que l'on a de demander aux
sujets dans l'exécution d'un test, de fournir leur maximum possible _
A. adoptant donc la forme d'activité M, a étudié, pour cette former
la constance des résultats de 8 tests : l'intravariation moyenne (va
riation d'un même sujet pour le même test), et Pintervariation
riation des sujets entre eux pour le même test) donnent les chiffres
suivants :
Test In Ira Inter Quotient Test Intra Inter Quotient
3 4,3 16,4 3,81 2 6 11,6 1,93
4,4 19,9 8 11,1 38,2 3,44 5 3,93
1 4,9 12,1 2,46 6 12,9 81 0,62
5,7 13,3 3,41 7 14,1 4 14,6 1,04
Le quotient de l'Intra par l'Intervariation, montre si les sujets
varient entre eux plus ou moins que chaque sujet, par rapport à lui-
même. Ce quotient, s'il est élevé, montre qu'il s'agit d'un test d'apti-
titude pour lequel les sujets diffèrent sensiblement entre eux, tandis
que la constance d'un même sujet pour le test est relativement grande..
Le test de force musculaire (Inter variation 4 fois plus grande que
l'Intra) est donc celui qui montre le mieux une aptitude individual
isée.
La constance elle-même peut-elle être regardée comme une apti
tude. Les coefficients de variabilité des différents sujets pour l'e
nsemble des tests vont de 27,5 % à 74,5; ils offrent donc un caractère
de grande dispersion, qui permet de les regarder selon l'auteur comme
une caractéristique individuelle. Mais, d'autre part l'intravariation
moyenne des 8 sujets (19,9 %) par rapport à l'intervariation (47,44)
donne le coefficient 0,42, plus faible que tous ceux trouvés par les
différentes épreuves. Les sujets varient donc sur eux-mêmes beau
coup plus d'un test à l'autre qu'ils ne varient entre eux dans l'e
nsemble de tous les tests, ce qui infirme le point de vue de A.
Quelques recherches, enfin, ont été faites sur l'influence de l'heure
de l'expérience sur la variabilité. Elles n'ont pas donné grand'chose
et c'était fatal car l'auteur a choisi des heures trop rapprochées (9,30
à 11 h. et 14,30 à 16 h.) où l'un des facteurs principaux de variabilité,
la température interne, ne pouvait pas se faire sentir de façon appré
ciable pour l'ordre de finesse des mesures.
Ce travail consciencieux, auquel on ne peut reprocher que de porter
sur un nombre de sujets trop petit, vient bien à sa place à la suite des
recherches de Claparède sur cette question si importante de la cons
tance des sujets, base capitale de toute la validité de la méthode des
tests et des conséquences pratiques qu'on est en droit d'en tirer.
M. F. ÉTALONNAGE ET TECHNIQUE PSYCHOMÉTRIQUE 821
1116. — E. HURLEY DE WEERDT. — A study of the improvabi-
lity of fifth grade school children in certain mental functions {Etude
sur la perfectibilité de certaines fonctions mentales chez des enfants
de la 5e classe). — J. of ed. Ps., XVIII, 8, 1927, p. 547-557.
Un examen par tests, durant une vingtaine de minutes et composé
de 7 problèmes différents (substitution, addition, lecture, barrage,
multiplication, mots opposés, multiplication par substitution), a été
répété pendant 11 jours consécutifs sur 45 enfants âgés de 10 ans en
viron. On a constaté pour toutes les épreuves une amélioration des
résultats allant de 37 % (addition) à 323 % (lecture). La comparaison
des 10 meilleurs et des 10 plus mauvais sujets dans les épreuves
initiales et finales a révélé entre l'habileté initiale et la capacité
d'amélioration un rapport positif qui avait été masqué par le calcul
des corrélations : le rendement du groupe inférieur a valu 59 %,
de celui du groupe supérieur son amélioration, 79 %. Par ce même
procédé on a pu montrer que les individus les plus perfectibles étaient
aussi ceux qui donnaient le meilleur résultat dans les Tests d'Illinois,
forme 1 ; ici encore le rapport n'avait pas été révélé par les corréla
tions. A. B.-F.
1117. — G. HILDRETH. — Binet- Stanford retests of 441 school
children (Répétition des tests de Binet- Stanford sur 441 écoliers).
— Ped. Sem., XXXIII, 3, 1926, p. 365-386.
Les tests de B. S. ont été appliqués à plusieurs reprises (2 à 8 fois)
à 441 élèves de la « Lincoln School, of Teachers College », dont
l'âge variait de 3 à 18 ans et le Q. I. de 80 à 185 points: 39 exa
minateurs ont collaboré à l'application des tests.
Pour 1112 paires de tests, on a obtenu entre les Q. I. une différence
médiane de 0,96 point et un coefficient de corrélation de + 0,84 =t
0,07. Dans 50 % des cas, la différence entre 2 épreuves sur le même
sujet a été inférieure à 5 (semi-interquartile 4,61). Les variations
supérieures à 15 points sont rares. A. B.-F.
1118. — C. CUSHMANN. — A Study of the Reliability of Mental
Tests as Used in Oklahoma City. ( Une étude de la constance des tests
mentaux employés à City). — J. of app. Ps., XI, 6, 1927,
p. 509-511.
Les enfants qui entrent à l'école maternelle ou en première année
de l'école primaire à Oklahoma subissent des tests de Binet et, dans
les degrés intermédiaires, un test d'Otis. Les intervalles entre les
deux examens variaient de un mois à deux ans avec une moyenne de
11 et 12 mois. Les corrélations qui indiquent la constance des tests
ont été sur 352 enfants : de 0,74 pour les tests de Binet et de 0,78
pour les tests d'Otis. La constance est plus grande pour les Q. I.
moyens et diminue pour les cas extrêmes ; les Q. I. élevés ont ten
dance à présenter, au 2e test, des résultats plus bas, les Q. I. bas au
contraire, des résultats plus élevés.
Voici les différences entre les moyennes du 1er et du 2e examen, le
signe — indiquant que le résultat initial était inférieur au résultat du
second examen : 1
<
822 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
Q.I. initial 50-59 00-69 70-79 80-89|90-99 100-109 HO 119 120-129 130139
Différences — 7 9,5|-9)8|:-2,8|-0,<,i|+ 3,7 4,9 7,9 |+ 21
D. W.
111». — J. MC GOECH et P. WH ITLE Y. — The reliability ol the
Pressey X-0 tests for investigating the emotions. [Lç, constance des
tests X-0 de Pressey pour l'étude des émotions). — • Ped. Sem.,
XXXIV, 2, 1927, p. 255-270.
On a examiné à deux reprises à l'aide du test X-0 de Pressey pour
la mesure des émotions, 3 groupes d'étudiants de l'Université de
Washington. La deuxième épreuve avait lieu, suivant les groupes,
48 he«res,: 45 jours ou 90 jours après la première application du test. La
mesure de la constance du test a été fournie non seulement par la
comparaison des moyennes obtenues, mais aussi par l'analyse
qualitative des réponses.
Les résultats ont révélé une constance quantitative et qualitative
du test assez élevée quand les épreuves se suivent à 48 heures de dis
tance. Pour des intervalles de 45 et de 90 jours la constance décroît
considérablement. L'auteur pense qu'il faut attribuer ce change
ment progressif à une modification de l'organisation émotionnelle du
sujet, laquelle, à son tour, serait due à une altération des conditions,
auxquelles le sujet a été soumis pendant l'intervalle de temps. Ces-
résultats semblent indiquer que le test mesure un état émotionnel
momentané et n'a pas de valeur prédictive. A. B.-F.
1120. — P. FURFEY. — An improved rating scale technique {Une-
technique perfectionnée pour les échelles de jugement). — J. of ed.
Ps., XVII, 1,1926, p. 45-48.
Le coefficient de confiance des échelles subjectives est toujours
faible. On l'améliore généralement en augmentant le nombre des juges.
Mais on peut aussi obtenir des résultats plus cohérents en subdivisant
chacune des questions posées aux juges en sous-questions plus fin
ement nuancées, bien que la note donnée finalement reste à l'échelon
le plus grossier : ce faisant, on gagne pour cet échelon une plus grande
« reliability » ainsi que le montre l'auteur, qui est parvenu à la faire
passer de 0,70 à 0r94. A. F.
1121. — R. BEAR. — The Predictive Value oî the Iowa Physics Apti
tude Placement Test (La valeur prédictive du test d'admission de
Iowa pour Faptitude à la physique). — J. of appl. Ps., XI, 5f
1927, p. 381-384.
Ce test a donné sur 38 étudiants une corrélation de 0,50 avec le
classement en physique à la fin du premier semestre, de 0,25 à la fin
de la première année d'études ; alors que, avec l'ensemble des mat
ières enseignées la corrélation est de 0,64 pour la première année.
D'autre part, le test d'Otis (higher examination) qui ne vise pas spé- ETALONNAGE ET TECHNIQUE PSYCHOMETRIQUE 823
eialement les aptitudes pour la physique donne pourtant une corré
lation de 0,36 avec le classement des étudiants en physique à la fin
de la première année. Le test d'Iowa a une corrélation de 0,77 avec
Otis, de 0,67 avec le test de Thurstone (examen psychologique IV).
Le test d'Iowa n'a donc pas de valeur suffisante pour déceler spé
cialement les aptitudes pour la physique. D.W.
1122. — E. FOX. — The Diagnostic Value ol Group Test as Determi
ned by the Qualitative Differences Between Normal and Feeble-
Minded Children. (La valeur diagnostique des tests collectifs deter*-
minée par les différences qualitatives entre les enfants normaux et
arriérés). — J. of appl. Ps., XI, 2, 1927, p. 127-133.
Ayant constitué deux groupes d'enfants, 63 arriérés avec un âge
moyen de 13 ans, et environ autant d'enfants normaux d'un
moyen de 7 ans, F. a réussi à avoir, dans les deux groupes, une dis
tribution des âges mentaux sensiblement identique. Il a employé 4
tests collectifs d'intelligence : Détroit premier degré ; Pintner-
Guningham (pour jardins d'enfants et pour le premier et deuxième
degrés) ; Haggerty test d'intelligence Delta 1 et le Test Mental non
verbal de Pintner. Il apparaît qu'à égalité d'âge mental, les arriérés
présentent une plus grande dispersion en échouant à certains tests
réputés faciles et en réussissant d'autres plus difficiles pour les nor
maux. Ils sont notablement inférieurs aux enfants normaux du même
âge mental pour les tests de direction, de calcul, de comparaison
de mots, de relations, d'objets associés et de discrimination des gran
deurs. Par contre, ils sont supérieurs dans les tests de substitution.
F. interprète ces différences en ce sens que les débiles présentent
une infériorité dans l'adaptation aux nouvelles situations et dans le
développement des intérêts spontanés et une supériorité relative
dans les tests qui reposent sur l'expérience acquise. D. W.
1123. — M. GILMORE. — Coaching for intelligence tests {Effet de
V entraînement sur les tests d'intelligence). ■ — • J. of ed. Ps., XVIII,
2, 1927, p. 119-121.
Le test collectif de Otis pour la mesure de l'intelligence a été appli
qué à deux reprises sur deux groupes de 32 sujets. Pendant l'inter
valle de 12 semaines qui a séparé les 2 applications du test un des
deux groupes a été l'objet d'un entraînement systématique. Les
moyennes obtenues ont été respectivement pour les deux épreuves de
85,91 et de 93,68 pour le groupe non exercé, de 83,4 et de 99,41 pour
l'autre groupe. Dans les deux cas il y a eu amélioration des résultats,
mais celle-ci a été de 9,5 % plus importante après l'entraînement.
A. B.-F.
1124. — D. GLASEL. — Vorbildung und Alter in ihrem Einfluss
auf das Ergebnis der Eignungsuntersuchung (L'instruction et l'âge
dans leur influence sur les résultats des tests). — Ind. Psychot.,
IV, 2, 1927, p. 57-63.
Parmi les employés des chemins de fer ayant subi un ensemble
d'examents psychotechniques (tests mentaux divers et tests d'intell
igence pratique et technique) les employés ayant une formation d'en- 824 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
seignement secondaire ont'un résultat moyen de 68 % de points ; les
petits employés sans formation secondaire complète, 53 %; les ou
vriers ayant fait l'école primaire, mais effectuant depuis de nom
breuses années un travail uniforme, un rendement de 34 % de points.
L'influence de l'âge (qui variait de 20 à 60 ans) se manifeste par
une baisse du rendement, mais les courbes sont très différentes su
ivants les tests, et pour certains d'entre eux, sont stationnaires.
D'ailleurs, il y a aussi de grosses différences individuelles. Il est
nécessaire d'avoir des barèmes de correction pour tenir compte de
l'âge dans les résultats des tests. D.W.
1125. — E. WEISS. — Leistung und Lebensalter (Le rendement et
Vâge). — Ind. Psychot., IV, 7-8, 1927, p. 227-245.
W. a utilisé les résultats statistiques accumulés dans les chemins de
Ouvriers non qualifiés
Tests
30 â 35 35 à 40 40 à 45 45 à 60
Discrimination de poids 100 93,7 57,6
Test d'exécution decommissions....... 103,8 83,3 97,9 75,7 d'attention (réagir à certains signes
défilant derrière la fente d'un appareil) 82,8 74 73,3 64,9
Contrôleurs
Tests
30 à 35 35 à 40 40 à 45 45 à 50 50 à 60
Test d'attention 93,9 93,1 91,6 89,4 86,7
Mémoire des nombres 89,5 80,9 72,7 62,9 62,4
Habileté manuelle (classer à un
rythme imposé des plaques nu
mérotées dans les fentes égal
ement numérotées et différe
mment orientées d'une tirelire).. 87,8 87,6 78,9 47 92,
Test des horaires (le sujet doit
indiquer, en se servant des
cartes de chemins de fer et
horaires, les communications
les plus directes entre deux
99,4 98,6 102,9 98,5 stations)
Test du témoignage (répondre à
un interrogatoire relatif à une
image montrée pendant 3 mi
98,7 100 93,4 89,4 nutes; 86 ETALONNAGE ET TECHNIQUE PSYCHOMETRIQL'E 825
fer allemands pour examiner la diminution du rendement en fonction
de l'âge séparément pour diverses catégories de travailleurs et pour les
différents tests.
Bien que pour certains groupes le nombre de sujets ne soit pas
très grand (certains groupes ne comptent que 30 sujets) les résultats
numériques de l'auteur méritent d'être rapportés en exprimant les
résultats aux différents âges en % par rapport aux résultats fournis
à l'âge de 20 à 30 ans.
Les trois tests des ouvriers non qualifiés n'ont pas de corréla
tions entre eux, sauf le test d'exécution de commissions et le test
d'attention qui ont une corrélation de 0,33.
Parmi les tests des contrôleurs, celui de l'attention a une corré
lation de 0,40 avec la mémoire des nombres, de 0,51 avec le test des
horaires et de 0,43 avec le test d'habileté manuelle ; ce dernier a
une corrélation de 0,45 avec le test de mémoire des nombres. Les
autres corrélations sont insignifiantes.
Enfin, pour le métier de machiniste de locomotive, les résultats
suivants ont été trouvés :
Tests
30 à 35 35 à 40 40 à 50
Mémoire topographique (reconnaître des
schémas de voies parmi d'autres schémas
plus ou moins semblables) 77 5,5 92,6
Test de la conduite (réagir sur la plateforme de
locomotive à des signaux électriques qui appa
raissent sur un tableau qui représente la voie.
Ce test nécessite un assez long apprentissage). 23,3 88,4 56, i
Compréhension de problèmes techniques 99.2 87,6 76,6
Test d'attention diffusée (vérifier des opérations,
des calculs et écouter en même temps un récit
qu'il faut résumer ensuite) 77,8 65,2 44,9
Habileté manuelle ' test de la tirelire) 42,6 64,6 41,1
Exécution de commissions 97,3 90,2 86,8
Temps de réactions visuels de choix (réagir à la
lampe rouge) 98,3 98,3 86,2
Temps de auditifs de choix avec dis
traction (réagir au coup de marteau sans s?
laisser distraire par des sonneries et d'autres
98,1 100 82,8 excitations) ,
Parmi ces tests les corrélations les plus élevés se trouvent entre le
test de la tirelire et l'attention diffusée : 0,47 ; entre la tirelire et la
mémoire topographique: 0,43 ; entre la tirelire et l'exécution de com
missions : 0,57 ; entre diffusée et de commiss
ions : 0,36.
W. estime que dans la diminution du rendement en fonction de
l'âge deux facteurs interviennent à des degrés varaiables : Diminution
de l'aptitude à s'adapter aux situations nouvelles (Umstellbarkiet) ;

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