L'Habileté mentale et l'Intelligence. - compte-rendu ; n°1 ; vol.33, pg 735-741

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L'année psychologique - Année 1932 - Volume 33 - Numéro 1 - Pages 735-741
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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 : vendredi 1 janvier 1932
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2° L'Habileté mentale et l'Intelligence.
In: L'année psychologique. 1932 vol. 33. pp. 735-741.
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2° L'Habileté mentale et l'Intelligence. In: L'année psychologique. 1932 vol. 33. pp. 735-741.
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1269. — K. H. R. EDWARDS. — The Rating oî Temperamental
Qualities (L'appréciation des qualités de tempérament). — J. of appl.
Ps., XVI, 4, 1932, p. 398-402.
En faisant juger le caractère d'un instructeur du point de vue de
70 traits par 20 étudiants devant apprécier chaque trait sur une
échelle de 6 degrés, l'A. a obtenu presque une série arithmétique con
tinue et il croit pouvoir interpréter ce résultat comme une confirmat
ion de la théorie de Klages enyisageant le tempérament comme une
disposition unique pouvant être indéfiniment graduée. D . W.
2° L'HaEILETÉ MENTALE ET L'INTELLIGENCE 1
1270. — HENRI PIÉRON. — Theoretical and practical aspects of
intelligence (Les aspects théoriques et pratiques de V intelligence). —
Br. J. of Ps., XXII, 4, 1932, p. 353-358.
Après avoir rappelé les idées qu'il a déjà exprimées ailleurs à ce sujet,
à savoir que le terme intelligence a une signification essentiellement
pratique (puisque c'est énoncer un jugement de valeur que de dire
qu'une personne ou un enfant sont intelligents), P. envisage les aspects
théoriques et pratiques de l'intelligence à la lumière de certains résul
tats obtenus en collaboration avec A. Fessard et Mlle J. Monnin.
En général les tests d'intelligence laissent à désirer, car le « meublage
intellectuel » intervient à des degrés variables dans la solution des
problèmes qui constituent l'épreuve proprement dite. En outre, nous
ne pouvons pas établir une échelle d'individus sur la base de l'i
ntelligence, parce que la réussite ou le succès d'un individu donné, varie
suivant la nature du problème. En établissant une série homogène de
tests en vue de l'orientation professionnelle, P. a été conduit à
différencier quatre types fondamentaux de l'intelligence : notam
ment un type d'intelligence logique, un type d'intelligence verbale,
un type « numérique » et un type général qui correspond au sens
commun. Des tests correspondant à ces quatre types d'intelligence
ont été appliqués à 564 garçons et 389 filles (de 11 à 15 ans, apparte
nant au cours moyen et supérieur des écoles primaires) et des coeffi
cients de corrélation de Pearson ont été calculés pour les résultats
des épreuves. Or, ces coefficients de corrélation sont positifs, mais
faibles (excepté ceux qui expriment la relation entre l'intelligence
logique et générale) en sorte qu'il n'est pas possible de prévoir le
succès pour un groupe de tests en se fondant sur les résultats obtenus
pour un autre groupe. D'autres tests ont eu pour but de mettre en
évidence un aspect de l'intelligence qui peut fournir une mesure
caractéristique du succès limité à cet aspect. Ces tests ont visé notam
ment à faire ressortir les facteurs de compréhension, d'invention et
d'esprit critique. Encore ici les coefficients trouvés sont très faibles
et ne permettent pas une prédiction pratique.
Les conclusions qui découlent de ces données si importantes sont
les suivantes. Il est indiqué, du point de vue des applications psycho
techniques de ne plus envisager «une-» intelligence, mais plusieurs
Voir aussi les n09 30, 494 et 1112. 736 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
aspects ou formes de celles-ci ; pour caractériser un individu, il serait
nécessaire de tracer son profil d'une manière aussi détaillée que pos
sible en tenant compte des principaux types de problèmes qu'il
pourrait être appelé à résoudre dans la vie ordinaire.
Ces résultats comportent aussi des conséquences importantes pour
la conception du « facteur commun ». Suivant P. le « facteur commun »
dans l'exécution des différentes activités mentales serait l'appareil
cérébral avec ses caractéristiques quantitatives et qualitatives.
P. K.
1271. — W. EHRENSTEIN. — Prinzipielles über Intelligent
[Remarques théoriques sur V intelligence). — Z. für Ps., CXXIV,
1932, p. 291-330.
L'intelligence est une disposition innée, mais difficile à séparer
des effets de la culture. Le succès pratique n'est pas un critère suffi
sant, car il a quelque chose de fortuit. C'est surtout la découverte
scientifique qui se prête à l'analyse de cette notion ; on y trouve
toujours la perception de nouvelles ressemblances, c'est-à-dire
quelque chose de plus que la perception des termes semblables, une
qualité de complexe. Mais toute de ressemblance n'est
pas intelligente : il faut que cette ressemblance ait une valeur, une
relation verifiable avec le réel, L'obstacle à la découverte de nouvelle»
ressemblances est l'inertie des complexes dans lesquels les représen
tations sont engagées et qui résulte souvent d'attitudes mentales
provoquées par les connaissances antérieures ou par les circonstances
accidentelles du problème.
L'histoire de l'intelligence a ses points critiques. Une étape déci
sive est celle du passage de l'animal à l'homme. dissociation
s'opère entre le monde intérieur et le monde extérieur, entre le moi
et les choses. Entre la sensibilité et la motricité s'intercale un pro
cessus de contrôle qui peut renforcer ou centraliser certains aspects
du réel ou de la réaction. L'adaptation du sujet au monde extérieur
cède le pas à l'adaptation du monde extérieur au sujet par l'emploi
do l'instrument qui prolonge les organes moteurs. Le langage con
sacre et précise l'acquisition d'un monde d'objets invariables et de
qualités abstraites. Ce langage est un instrument pour agir sur les
hommes comme le véritable instrument agit sur les choses.
Mais il n'y a pas d'intelligence générale, il n'y a que des variétés
individuelles d'intelligence. L'étude de ces variétés est ici très fort
ement imprégnée des vues caractérologiques de Jaensch et de Krets-
chmer. P. G.
1272. — JOHN H. Me FADDEN. — The will-o'-the wisp Intell
igence [V intelligence insaisissable). — Ps. Rev., XXXIX, 3, 1932,
p. 225-234.
L'auteur s'attache à montrer combien peu consistantes sont les
définitions courantes de l'intelligence. On invoque souvent comme
critérium d'une conduite intelligente l'adaptation de l'individu au
milieu. Mais, en réalité un tel critérium manque de fondement object
if. En définissant, d'autre part, l'intelligence comme une aptitude
à la variabilité des réponses, on reconnaît d'une manière implicite L'HABILETÉ MENTA.LE ET L'INTELLIGENCE 737
qu'on pourrait se passer de ce terme. Il est difficile, sinon totalement
impossible de tracer une ligne de démarcation séparant le comporte
ment intelligent de celui qui manque de cet attribut.
La conclusion de ces considérations est qu'il serait erroné de
voir dans les tests d'intelligence la mesure d'une « entité spécifique ».
Il est plus légitime, dès lors, de considérer le quotient d'intelligence
comme une moyenne de points (batting average) obtenus pour cer
tains types d'adaptation, lorsqu'il a été notamment démontré qu'il
y a vraiment une corrélation élevée entre ces « adaptations » parti
culières et les résultats fournis par le test. P. K.
1273. — R. C. TRYON. — Multiple factors vs. two factors as
determiners of abilities (Facteurs multiples opposés à deux facteurs
comme déterminants des aptitudes). — Ps. Rev., XXXIX, 4, 1932.
p. 324-351. — So-called group factors as determiners oî abilities
(Prétendus facteurs de groupe comme déterminants des aptitudes). —
Ps. Rev., XXXIX, 5, 1932, p. 403-439.
L'auteur, partisan d'une théorie des aptitudes reposant sur le jeu
de nombreux facteurs de tous ordres, se livre à une critique serrée
de la théorie de Spearman. Tout d'abord, il rappelle que le critérium
de l'annulation des tétrades n'est pas l'apanage du schéma bifacto-
riel : on se reportera à une analyse antérieure d'un article de Mackie
(An. Ps., 1929, 1044). Mais il y a plus. L'examen de la distribution
des tétrades sur dix des meilleures études récentes, comportant au
moins 100 sujets et fournissant des corrélations entre les aptitudes les
plus diverses, montre nettement, et sans exception, qu'une proportion
significative de tétrades dépasse la valeur escomptée. Ajoutons qu'un
nombre insuffisant de sujets ne permettrait pas de constater l'écart
avec certitude, et l'on sait que beaucoup d'enquêtes ont été faites N < 100.
Ce ne sont pas encore là les objections les plus graves, car le « two-
factorist » consciencieux n'ignore pas que la théorie a besoin de re
touches, et il explique les désaccords fréquents en invoquant quelque
facteur de groupe, choisi (plus ou moins arbitrairement) parmi ceux
qui sont généralement admis (T. qui en a fait un inventaire en énu-
mère 41). L'élimination des tests responsables permet bien l'annula
tion des tétrades qui restent, mais on se dispense toujours d'examiner
les tétrades aberrantes. Celles-ci, ou tout au moins leur signe, doivent
pourtant obéir, en moyenne, à certaines lois de répartition cohérentes
avec l'hypothèse initiale. Or, la confrontation avec les résultats
expérimentaux est extrêmement décevante. L'auteur en conclut
qu'une aptitude n'est pas déterminée par un petit nombre de comp
osantes, mais bien par une multiplicité de facteurs plus ou moins
indépendants, réalisant tous les degrés d' « overlap » (communauté
des champs d'influence) entre les différents tests employés. A. F.
1274— H. M. TRZESNIEWSKI. —Contribution à l'étude du f a -
teur g de Spearman (En polonais). — < Pol. Arch. Ps., Y, 4, 193::,
p. 427-430.
Dans cet extrait d'un travail plus vaste, devant paraître prochaine
ment, l'A. étudie les intercorrélations entre 6 groupes d'une batterie
l'année psychologique, xxxiii. ■'•/ ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES 738
de tests, appliquée sur 100 filles et 100 garçons, âgés de 14 à 16 ans.
Voici l'énumération de ces groupes : t° lacunes dans un texte;
2° séries numériques à compléter ; 3° concentration d'attention ;
4° tests géométriques (modification des séries de dessins de Deu-
naiewski) ; 5° tests logiques ; 6° phrases en désordre.
Les coefficients (d'après la formule de Pearson) sont donnés sépa
rément pour filles et garçons dans le tableau suivant.
Tests > 2 4 6
. 0,29 1 G... 1 0,51 0,38 0,29 0,2.ï jj
0,43 0,42 0,31 0,28 F.. . 1 0,59
2 G... 0,51 1 0,307 0,13 0,47 ' 0,33
0,37 F.. . 0,59 1 0,137 0,15 0,07
0,4" 3 G... 1 0,32 0,38 0,39 0,17
F... 0,43 0,13; 1 0,12 0,17 0,29
1 0,31 0,007 4 G... 0,23 0,33 0,39
F... 0,4-2 0,37 0,12 1 0,176
0,32 0,31 1 0,09 5 G.. . 0,29 0,307
F... 0,31 0,15 0,17 1 0,17
6 G... 0,29 0,17 0,007 1 0,13 0,09
1 F... 0,28 0,7 0,29 0,176 0,17
En étudiant les différences entre les sexes, l'A. fait ressortir entre
autres le fait que si la faible com lation entre le groupe logique et les
phrases en désordre nous autorise à admettre deux types indépen
dants chez les garçons : philologique et mathématico logique, ces
mêmes types sont souvent cumulés chez les filles.
Les corrélations relativement faibles entre les séries numériques et
les tests g« ométriques confirmeraient la division courante en esprits
algébriques et en g» omètres et qui trouvent leurs équivalents dans les
esprits analytiques et synthétiques de Poincaré.
Sans donner des indications précises sur ses développement? mathé
matiques, T. pretend ne pas avoir trouvé de critère de t> trade. 11 va
donc à l'encontre de la théorie de Spearman et penche pour celle de
Thomson. A. G.-R.
1275. — W. BROWN. — The mathematical and experimental evi
dence for the existence oî a central intellective factor g (L'évidence
expérimentale et mathématique pour V existence d'un jacleur intellec
tuel central g) . — Br. J. of Ps., XXIII, 2,193:', p. 170-179.
Il est intéressant de voir se rallier, ou presque, à la théorie dos l'habileté mentale et l'intelligence 739
« deux facteurs » un des auteurs qui ont le plus contribué, sinon à la
combattre, du moins à multiplier à son endroit les conseils de pru
dence. C'est que, d'une part, les critiques adressées par B. à la mé
thode de Spearman sont devenues pourla plupart sans objet depuis le
progrès dû à l'introduction du calcul des tétrades et des erreurs pro
bables correspondantes. D'autre part, pour répondre à des objections
récentes de Pearson (voir An. Ps., 1928, n° 1068) une expérience
monstre, impliquant l'emploi de 20 tests soigneusement choisis (avec
300 sujets) et le calcul de 14.535 différences de tétrades, a été instituée
par l'auteur en accord avec son ancien adversaire. Les premiers résul
tats statistiques ont montré une bonne correspondance entre l'obser
vation et la théorie. Une prochaine publication doit faire connaître
en détail les propriétés du précieux et considérable matériel accu
mulé dans cette expérience. A. F.
1276. — K. J. HOLZINGER. — Statistical résumé of the Spearman
two-factor theory (Résumé statistique de la théorie des deux facteurs
de Spearman). — Univ. of Chicago Press, Chicago, 1931 ,43. p.
L'auteur a très clairement exposé, dans ce fascicule, ce qui forme le
côté mathématique de la célèbre théorie de Spearman. Ce résumé,
destiné surtout aux étudiants, sera consulté utilement par ceux qui
débutent dans l'analyse des facteurs, spécialement dans le calcul des
tétrades. A. F.
1277. — R. H. THOULESS. — Professor H. F. Adams and the
Two Factor Theory Of Ability [Le professeur II. F. et la théorie
des deux facteurs). — J. of appl. Ps., XVI, 4, 1932, p. 374-381. —
H. F. A AMS. — The Two Factor Theory of Ability : Reply to t)r
R. H. Thouless and Rejoinder [L'a théorie des deux facteurs : réponse
au Dr R. M. Thouless). — J. of appl. Ps., XVI, 5, 1932, p. 572-576.
Adams ayant montré dans un travail analysé ici même (cf. An. Ps.,
XXXII, 1272) que le critère des tétrades se trouvait satisfait lorsque
l'on classe les divers tests partiels par ordre de difficulté pour un
groupe, Thouless remarque que cette démonstration n'enlève rien à la
théorie de Spearman qui est basée sur les faits relatifs au class
ement des individus dans les différents tests. Adams, dans sa réponse,
signale avoir fort bien distingué les deux cas et insiste sur sa conclus
ion, à savoir que le facteur général de Spearman n'est que le cas
particulier d'un critère plus C. Dans une note annexée à
cette réplique, Thouless remarque que n'aurait point
songé à nier l'existence du cas généra), mais lorsqu'on compare les
aptitudes, il va de soi que le facteur général doit être supposé résider
dans ces aptitudes. D. W.
1278. — P. H. NYGAARD. — Interpretation of correlation on the
basis of common e^ments [Interprétation de la d'après
les éléments communs). — J. of ed. Ps., XXIII, 8, 1932, p. 578-585.
L'auteur, rappelle que lorsqu'une aptitude peut être schématisée
sous la forme d'une juxtaposition d'éléments indépendants également
probables, sa corrélation avec une autre aptitude est égale au nombre
d'éléments communs divisé par la moyenne géométrique des nombres 740 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
totaux dVlements. Il applique cette interprétation, d'utilité surtout
pédagogique, à l'équation de régression et à la théorie des deux fac
teurs. A. F.
1279. — K. J. HOLZINGER et F. SWINEFORD. — Uniqueness
oî factor patterns (Unicité des schémas de facteurs). — J. of ed.
Ps., XXIII, 4, 1932, p. 247-258.
Après avoir rappelé les principes généraux d'analyse mathémat
ique relatifs à la décomposition des aptitudes en facteurs indépen
dants, l'auteur traite un exemple à 9 variables emprunté au livre de
Kelley voir An. Ps., 19 8, n° 1076) et montre que le schéma proposé
par Kelley est excellent... mais qu'on peut en imaginer divers autres
aussi bons, ou même de meilleurs, parfois plus économiques. H. en
conclut que l'analyse de K. est inadéquate. Il oublie cependant de
faire intervenir les considérations extra-statistiques, d'ordre psycho
logique, qu'il est toujours naturel d'invoquer dans ces sortes de pro
blèmes, et qui sont justement propres à restreindre le champ des
solutions possibles, à faire préférer tel schéma à tel autre. A. F.
1280. — E. LIEFMANN. — Volksschülerinnen, ihre geistigen uni
körperlichen Leistungen und die Beziehung zur Konstitution.
Eine psychologisch-medizinische Untersuchung, zugleich ein Bei
trag zur Frage nach dem Geist- Körperzusammenhang (Elèves de
V école communale (filles), leurs rendement psychique et physique, en
relation avec la constitution. Etude médico-psychologique, contribu
tion au problème de la relation entre V esprit et le corps). — Z. für ang.
Ps., XLÏI, 1912, p. 10'1-'H9.
Examen psycho-physiologique et médical de 291 fillettes de 10 ans.
élèves de l'école communale de Freiburg. Les fonctions suivantes
furent étudiées :
1) Intelligence abstraite : série de tests utilisé par Lämmermann,
à Mannheim (complètement des lacunes, arrangement de phrases,
test de calcul, test de Bourdon, etc.).
2) Intelligence pratique : cage de Bogen ;
3) Habileté manuelle : test d'enfilage de perles ;
4) Rendement physique dans divers exercices gymnastiques
(course, saut, exercice sur une barre, etc.) ;
5) Constitution (détermination de la taille, du poids,
de la circonférence de la poitrine à la respiration, mesures anthropo
métriques, etc.) ;
6) Etat de santé et de nutrition général : examen médical.
Les résultats de tous ces examens sont rapportés dans le présent
article, avec des calculs de corrélation entre le rendement des diver
ses fonctions. D'après ces derniers, il ne semble pas exister de rela
tion nette entre le rendement physique et psychique de l'enfant. Il
semble bien que les sujets qui présentent un bon reniement dans
un test donné, ont plus souvent un rendement bon dans les autres.
Mais l'inverse n'est torn ours pas valable, le mauvais rendement d'un
test se rencontre fréquemment à côté d'un bon reniement dans un
autre, et vice versa. Vbici quelques chiffres de corrélations donnés par
l'auteur : mentale et l'intelligence 741 l'habileté
La corrélation entre l'intelligence pratique et l'habileté manuelle
est de 0,^.8 à 0,33.
Entre l'intelligence abstraite et le rendement d'un exercice gymn
astique la correlation est — 0,23 (+ 0,063), entre l'intelligence
pratique et le rendement de cet exercice 0,07 (+ 0,066).
Entre (pratique et abstraite) et la course et le saut, la
corrélation est entre 0,:. 7-0,24 (+ 0,063).
Une relation un peu plus grande semble exister entre le dévelop
pement physique de l'enfant, son état de santé et son rendement
scolaire. Les meilleures élèves de la classe sont souvent les plus
grandes de taille. Mais ceci n'est pas absolu, il y a aussi des bonnes
élèves qui sont petites, et des mauvaises élèves qui sont grandes de
taille. La corrélation entre l'intelligence abstraite et la taille du
sujet est 0,35.
Le nombre de malades, ou des enfants présentant des tares de
développement est plus grand parmi les mauvaises élèves. L'état de
santé de l'enfant est donc un des facteurs determinant le succès
scolaire.
Rien de précis n'a pu être mis en évidence sur la distribution des
types constitutionnels (Kretschmer) et le rendement psychique et
physique de l'individu. . B. N.
1281. — R. S. SCHULTZ. — The relation of maze adaptibility,
maze learning and general intelligence [Rapports entre Vadaptabilité
au labyrinthe, son apprentissage et Inintelligence générale). — Am. J.
Of Ps., XLIV, 2, 1932, p. 249-262.
L'auteur a repris le problème déjà traité par Cox [An. Ps., 1928,
N° 'iO78) des rapports entre les résultats d'un test d'intelligence et
ceux d'un test de labyrinthe avec l'appareil à deux étages de Miles.
Rappelons que dans ce dispositif le sujet doit parcourir, à l'aide d'un
stylet tenu de la main droite, l'étage inférieur du labyrinthe qu'il ne
peut voir, en même temps qu'il opère de la main gauche, sur l'étage
supérieur visible. L'orientation relative des deux étages, identiques,
peut être changée par la rotation du labyrinthe inférieur, qui tourne
autour de son axe de 90° ou, de 180°. Cette fois, on a envisagé s
éparément l'adaptabilité, ou rapidité avec laquelle le labyrinthe est
parcouru pour la première fois à chaque nouveau problème ,'5 po
sitions différentes du labyrinthe inférieur) et l'apprentissage, ou
nombre d'essais nécessaires pour obtenir deux parcours consécutifs
sans erreurs ni retraçage.
Les données expérimentales ne révèlent aucune relation constante
entre l'adaptabilité et les capacités d'apprentissage, l'intelligence se
trouvant d'ailleurs dans un rapport plus étroit avec le premier de
ces facteurs. D'autre part, les résultats ne concordent pas avec ceux
de Cox : 1° les temps obtenus sont plus courts ; i.0 les corrélations
entre l'intelligence et l'apprentissage sont négatives. Seules, les inter-
correlations pour les 5 problèmes considérés aboutissent à des données
comparables. A. B.-F.

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