Psychologie différentielle et hérédité - compte-rendu ; n°2 ; vol.57, pg 474-482

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L'année psychologique - Année 1957 - Volume 57 - Numéro 2 - Pages 474-482
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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 : mardi 1 janvier 1957
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Henri Piéron
Maurice Reuchlin
3° Psychologie différentielle et hérédité
In: L'année psychologique. 1957 vol. 57, n°2. pp. 474-482.
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Piéron Henri, Reuchlin Maurice. 3° Psychologie différentielle et hérédité. In: L'année psychologique. 1957 vol. 57, n°2. pp. 474-
482.
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1957_num_57_2_26630474 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
qui essaie de relier l'apprentissage à l'aptitude. Ce concept est envisagé
par l'auteur comme une fonction mathématique. Celui-ci expose les
différentes formes prises par un modèle à quatre variables (performance
et expérience dans la tâche X, performance et expérience dans la tâche Y)
et souligne l'importance de ce concept pour l'établissement de plans
expérimentaux. Ainsi, une covariation qui peut être observée entre
deux ou plusieurs types de performances est conceptualisée comme
une forme de transfert. Ferguson illustre quelques idées générales sur
le transfert en exposant certains exemples puisés dans la littérature
psychologique et dans les ouvrages d'anthropologie culturelle. Les
travaux de Fleishman montrent, par exemple, que les aptitudes impli
quées à un certain stade de l'apprentissage diffèrent de celles qui sont
mises en jeu à un autre stade. Ils alimentent en outre le débat relatif à
l'intégration ou à la différenciation des aptitudes en fonction de l'âge.
Les études de Burnett montrent, par ailleurs, que les patterns d'ap
titudes diffèrent suivant que les enfants sont élevés dans des commun
autés relativement isolées ou dans des centres urbains.
Ferguson conclut son article sur deux ordres de considérations. Il
affirme, en premier lieu, que les méthodes de la psychologie différentielle
peuvent être utilisées dans le domaine de l'apprentissage, celui-ci étant
décrit, à ses différents stades, en termes de patterns particuliers d'ap
titudes. En second lieu, le rôle considérable joué par l'apprentissage
dans la modification des patterns d'aptitudes accroît la responsabilité
sociale du psychologue. « Gela signifie qu'une société, grâce au contrôle
de l'environnement et du processus éducatif, peut, dans une large mesure,
déterminer les patterns d'aptitudes de ses membres. »
A. L.
3° Psychologie différentielle et hérédité
HEUSE (G. A.). — Études psychologiques sur les Noirs soudanais et
guinéens. — Rev. Psychol. Peuples, 1957, 12, 35-68.
L'auteur, dans un but de standardisation en psychologie sociale,
a employé toute une série de tests, en général déjà étalonnés, sur une
centaine de soldats soudanais et guinéens en garnison à Marseille.
Illettrés pour les deux tiers, ils connaissaient suffisamment le français
pour comprendre et s'exprimer. Les données recueillies exposées concer
nent la partie psychologique de l'enquête, qui comportait en outre des
déterminations anthropométriques, morphologiques, biochimiques et
physiologiques.
Pour la finesse d'appréciation au gravimètre, le décilage (avec étalon
de 325 g) fut le suivant, comparé à celui de 153 écoliers parisiens de
14 ans, en erreur moyenne (gramme).
Déciles 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Noirs 9 10 15 25 40 45 55 65 75 125
Ecoliers 8 13,5 16 20 24 32 32 32 46,3 93,3 PSYCHOLOGIE GENERALE 475
On voit que les supérieurs des 3 premiers déciles chez les Noirs
sont meilleurs que les écoliers parisiens supérieurs ; en revanche les
inférieurs sont aussi nettement plus mauvais ; le médian est moins
bon.
Dans les différentes illusions perceptives, il y a un moindre pour
centage de Noirs qui s'y montrent sensibles (surtout pour celle de
Poggendorff, ce qui est intéressant). Dans un test de mémoire de Curie,
l'erreur moyenne a été de 2 s sur 5, de 8,5 s sur 30 et de 16,3
sur 60.
Mais on doit noter que l'hétérogénéité marquée au test du gravimètre
ne permet pas de donner un grand poids au médian ; les décilages sont
plus intéressants.
La mémoire immédiate des chiffres est faible, ce qui n'est pas sur
prenant ; la grande majorité s'arrête à 4 chiffres, 25 % restant au-dessous
environ 20 % atteignant 5 ou 6 chiffres.
La mémoire concrète des objets (12 sur 20 reconnaissances correctes)
comme valeur médiane, est assez proche des valeurs habituelles chez
des Blancs.
Mauvais résultats au test d'attention par double barrage de Zazzo.
Au test des disques de Bonnardel les valeurs obtenues par l'auteur
s'ajoutent à des séries d'étalonnages de Bonnardel (en minutes) :
Nombre 1er quartile 3e quartile Médian de cas
944 2,80 2 1,50 Ouvriers français
502 2,35 1,68 1,30 Allemands
2,54 1,81 Sarrois 103 1,32
Italiens 107 2,78 2,02 1,60
Polonais 126 3,19 2,23 1,66
Vietnamiens .... 422 3,44 2,30 1,67
Nord-Africains . . 743 5,55 3,52 2,36
91 8,30 6,21 4,20 Noirs (Heuse) . . .
Les valeurs les meilleures et les plus mauvaises pour les derniers
étaient de 1,31 et 14,02.
Dans le test du tourneur, la lenteur est notable (médian de 9,4 mn
contre 3,9 chez des Français) mais la précision est très bonne (nombre
médian d'erreurs de 14, contre 17 chez des Français.
Avec l'ovale de Bize, si l'on admet un temps limite de 15 tau mi
élimine plus de 80 % des sujets, mais, en laissant plus de temps, un
constate des réussites chez 50 % des éliminés.
Les données fournies par toute une série de tests de personnalité
sont exposées par l'auteur qui, dans un appendice décrit les techniques
de tous les tests employés.
Il s'agit là d'un travail sérieux.
H. P. 476 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
KORCHIN (Sh. J.), BASOWITZ (H.). — Age differences in verbal
learning (Différences d'âge dans V apprentissage verbal). — BASO
WITZ (H.), KORCHIN (Sh. J.). — Age differences in the perception
of closure d'âge dans la perception de structuration). —
J. abn. soc. Psychol., 1957, 54, 64-69 et 93-97.
Examen de l'acquisition de couples de mots, d'équations simples
sans signification (p. ex. E x 2 = 6) et d'équations fausses, par 24 sujets
de 22 à 33 ans (dont 12 médecins), et 36 pensionnaires de maison de
retraite de 65 à 85 ans.
Parmi eux on compare les scores de 2 groupes (ayant en moyenne 26
et 78 ans) qui ont des résultats équivalents dans un test de vocabulaire.
Les valeurs sont les suivantes pour les 3 listes à acquérir :
1° 2° 3°
Jeunes 14,19 25,0 24,81
Vieux 30,38 7,43 7,19
Ainsi les gens âgés sont plus capables d'acquérir la liste de couples
de mots usuels, mais n'arrivent pas à apprendre le matériel nouveau
consistant en équations simples, mais dépourvues de signification ou
fausses.
Les deux mêmes groupes de 16 sujets sont comparés aussi dans les tests
de complètement de figures, et de « flexibility of closure » de Thurstone.
L'infériorité des gens âgés se marque nettement dans les deux groupes
de tests (réussite de 15,5 et 36,9 contre 44,7 et 77,3 chez les jeunes).
H. P.
BURT (C), HOWARD (M.). — The multifactorial theory of inhe
ritance and its application to intelligence (La théorie multif actor ielle
de r hérédité et son à V intelligence). — Brit. J. Stat. Psyc
hol., 1956, 9, 95-131.
Get article prolonge d'autres travaux de Burt précédemment ana
lysés dans V Année. Les auteurs exposent d'abord l'hypothèse de l'héré
dité multif actorielle. Ils définissent le mot « intelligence » comme « cette
part du facteur cognitif général qui est attribuable à la constitution
génétique de l'individu ». Les critiques mettant en cause l'idée même d'un
facteur héréditaire d'intelligence s'appuient sur une conception périmée
de l'hérédité. De même, la prétendue opposition entre théories mendé-
liennes et l'observation de variations continues pour certains caractères
a été dépassée par la formulation d'une généralisation des théories
mendéliennes par Fisher (Trans. Roy. Soc. Edin., 1918, 52, 399-433).
L'hypothèse centrale est que la mesure de l'intelligence d'un indi
vidu est déterminée, du point de vue génétique, par un grand nombre
de facteurs indépendants dont chacun a un effet faible, toujours le même
pour un facteur donné, et cumulatif. Les auteurs rappellent ensuite la
théorie mendélienne classique. L'hérédité unifactorielle, dans laquelle
le caractère ne dépend que d'un seul facteur, ne paraît s'appliquer, . o I-: N !■: n a ï, f. \j j
dans le domaine de l'intelligence qu'à la transmission de formes pathol
ogiques, qui sont écartées de la présente étude. L'hypothèse de l'héré
dité multifactorielle, mieux adaptée au problème de l'intelligence, a
été suggérée par Mendel lui-même. Elle est illustrée ici par un exemple
théorique simple dans lequel un caractère (la couleur rouge des fleurs)
est sous la dépendance de k gènes. On montre comment les fréquences
d'apparition des G degrés possibles do saturation du rouge suivent la
loi normale.
Cependant, des critiques ont prétendu que l'hérédité multifactorielle
n'était qu' « une hypothèse purement spéculative avancée par des par
tisans trop zélés de l'hérédité pour rendre compte des distributions
continues rencontrées si communément dans les traits humains ». Pour
ces critiques, de telles variations continues ne pourraient être expliquées
que par l'influence du milieu. Des faits expérimentaux sont rapportés,
qui fournissent en fait une base solide à l'hérédité multifactorielle, par
Nilsson-Ehle (1908-1910), East et Emerson (1913), Mather (1949),
Reeve et Waddington (1952).
La forme même de la distribution des fréquences constitue une
vérification de l'hypothèse, puisqu'on a vu que cette hypothèse impliquait
une distribution normale. Mais un problème délicat de métrique se pose
alors, problème qui n'est pas propre d'ailleurs à la psychologie.
La variation interindividuelle dans un caractère quantitatif, repré
sentée par la variance de ce caractère, peut être considérée comme la
somme de plusieurs composantes. Celles qui concernent l'hérédité (H)
peuvent être énumérées ainsi :
différences entre les homozygotes ; chaque hétérozygote et la moyenne des homozyg
otes ;
M effets des appariements non aléatoires.
Celles qui concernent le milieu (E) sont les suivantes :
effets aléatoires du milieu ; systématiques ;
terme résiduel obtenu par la répétition des expériences et nécessaire
pour les épreuves de signification.
La suite de l'exposé va consister à confronter des estimations théo
riques de corrélations, obtenues sur la base de ce schéma, aux valeurs
expérimentalement observées, et cela dans une suite de cas progress
ivement plus compliqués.
On considère d'abord le cas où, les appariements se faisant au hasard,
le caractère considéré se trouve sous la dépendance d'un seul gène
dimorphique (A — a). Dans ce cas, les auteurs démontrent que l'on a :
H = G -I- i D
|
Dans le cas de plusieurs gènes, toujours avec des appariements au
hasard, s'il n'y a aucune dominance, la corrélation théorique entre 478 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
parents et enfants est égale à 0,50, valeur qui s'accorde assez bien avec
les valeurs trouvées expérimentalement pour la taille et l'intelligence.
En ce qui concerne la corrélation entre frères et sœurs, la valeur théo
rique est de 0,50 également s'il n'y a aucune dominance, et tombe à 0,416
quand la dominance est complète. Les corrélations théoriques entre
personnes liées par différents degrés de parenté peuvent être calculées
de même.
Mais l'hypothèse d'appariements au hasard est peu vraisemblable,
et les auteurs déterminent les valeurs théoriques des corrélations précé
dentes dans le cas, empiriquement vérifié, d'une corrélation positive
entre les conjoints. Par exemple, ils montrent que dans le cas d'un facteur
unique, sans dominance, la corrélation théorique entre enfants passe
de 0,50 à 0,666 si l'on suppose une identité parfaite les génotypes
des parents. L'influence du milieu et de la dominance sur ces valeurs
théoriques est déterminée.
Les auteurs vont ensuite comparer aux corrélations empiriquement
observées, non seulement celles qu'ils viennent de déduire de la version
étudiée de la théorie multifactorielle (ressemblances entre les parents,
degrés divers de dominance), version la plus récente empruntée à Fisher,
mais encore celles qui pourraient être prévues sur la base de deux autres
versions plus anciennes : l'une, due à Pearson (appariement au hasard,
dominance complète), l'autre à Yule (appariement au hasard, absence
complète de dominance). Faite pour la taille, cette comparaison montre
que le schéma de Fisher rend mieux compte des faits observés que ceux
de Pearson et de Yule :
Valeurs théoriques
blance
entre Valeurs Appoi'iement Domi au hasard Parente observées
parents Domi
nance nance nance
complète nulle incomplète
a) En ligne directe :
1. Avec les parents ... .500 .333 .507 .507 .125 Ressem2. les grands-pa
rents .250 .322 .166 .301
3. Avec les arrière- .083 Domi.125 grands-parents .... .189
j) En ligne collatérale :
4. Entre frères (ou
.416 .500 .536 .543 sœurs)
5. Entre oncles (ou tan
tes) et neveux (ou
.166 .250 .301 .287 nièces)
6. Entre premiers cou
.181 sins .236 ,
PSYCHOLOGIE GENERALE 479
Voici la comparaison, pour les six mêmes degrés de parenté, entre les
corrélations théoriques (calculées sur la base du schéma de Fisher) et
les observées :
3 4 Parenté ■> 1 2 5 6
Valeurs théoriques. .311 .198 .309 .215 (.495) (.514) — observées . .489 .335 .507 .354 .289
La validité de l'hypothèse multifactorielle telle que l'a conçue Fisher
paraît pleinement confirmée.
On peut alors calculer quelle est, sur la base de cette hypothèse,
l'importance relative des différentes composantes de la variance définies
plus haut.
Sur des données de Pearson et Lee, concernant des étudiants de
l'Université de Londres et leurs parents, on obtient les résultats suivants
(les symboles ont été définis plus haut) pour la taille :
G : 61,57 % ; D : 16,40 % ; M : 17,56 % ; E : 4,47 %
Les données relatives à l'intelligence sont introduites par une dis
cussion sur la nécessité de confronter les données fournies par les tests
à des observations directes et de procéder à des examens complément
aires dans le cas de désaccord avant d'utiliser les résultats aux tests ;
sur l'influence du milieu et sur la méthode des jumeaux. Ces données
obtenues par analyse de la variance à partir de d'examens
pratiqués sur différents groupes de jumeaux sont les suivantes (pour
les estimations confrontées aux données d'observation comme il vient
d'être dit ) :
G : 47,92 % ; D : 21,73 % ; M : 17,91 % ; Er : 5,77 % ; Es : 1,43 % ;
Infidélité : 5,24 %.
On voit que 87 % environ de la variance seraient ainsi attribuables
à des facteurs génétiques.
Une méthode graphique est proposée pour déterminer la valeur théo
rique de la corrélation entre les conditions de milieu et l'hérédité. Les
données empiriques permettant un contrôle sont difficiles à obtenir. Mais
des indications favorables à la théorie paraissent exister.
M. R.
Les effets de la sélection naturelle sur les génotypes humains :
(1) LEVENE (H.). — Selection genetics in man (La sélection géné
tique chez Vhomme). — Annals New York Acad. Sei., 1956, 65,
3-11. — (2) MCGONNELL (R. B.). — Selection and the ABO blood
group lOCUS (La sélection et le lieu des groupes sanguins ABO). —
Ibid., 12-25. — (3) DUNN (L. D). — in relation to race
formation and evolution (La sélection dans ses rapports avec la fo
rmation des races et révolution). — Ibid., 26-31.
Ces trois articles ont constitué (avec un autre travail de R. Gerpelini),
le programme d'une séance commune de la New York Academy of 1
'i 8 0 A N A 1 , Y S F. S T! f li 1 ', I 0 (i V, V P 1 1 1 Q 1 R S
Sciences, section of Biology et de V Institute for the study of human variation
de l'Université Columbia, le 10 octobre 1955.
Les données qui servent à illustrer les communications intéressent
plus directement le médecin que le psychologue. Mais le problème
qu'elles permettent d'aborder est très général, et il est essentiel.
Si certains génotypes entraînent une diminution des chances de
survie et de reproduction, par exemple par l'effet d'une susceptibilité
plus grande à certaines maladies, on peut attendre que la sélection
naturelle diminue la fréquence d'apparition de certains gènes. En est-il
bien ainsi ? Quel est le rythme de cette sélection ? Quelles sont ses
conséquences ?
L'exposé de H. Levene est d'ordre général. Il rappelle le contenu des
notions de gène, de lieu, d'allèle, de génotype et de phénotype. Le
génotype ne détermine pas directement chaque aspect du phénotype
mais crée seulement des potentialités de développement, qui vont
s'actualiser ou non selon les conditions de milieu qui vont être ren
contrées. Deux exemples illustrent ce principe : celui du trait xeroderma
pigmentosum qui n'impliquera de conséquences pour le porteur que si
celui-ci est amené à s'exposer à une lumière solaire intense, et celui de
l'hérédité du diabète. Il est précisé que le phénotype ne dépend plus
que du milieu si le génotype est entièrement spécifié. Mais si la défi
nition du génotype ne porte que sur quelques lieux il est évident que
l'expression phénotypique de ces traits dépendra également du reste de
l'équipement génétique. De même, le milieu ne peut se définir seulement
par quelques caractéristiques grossières. Des caractéristiques beaucoup
plus fines peuvent aussi avoir une incidence sur la manifestation phéno
typique d'un trait. De sorte que, un trait étant donné, on ne peut parler
de l'apparition du caractère phénotypique correspondant qu'en termes
de probabilité.
L'auteur rappelle ensuite que, dans une population ou les apparie-
ments se font au hasard, si la proportion des gènes A est q et la propor
tion des gènes A' est p, les proportions des trois génotypes possibles
seront les suivantes dans la génération suivante :
A'A' : p2 AA : ?2 AA' : 2 pq
Ce sont les « fréquences d'équilibre » de Hardy-Weinberg.
Mais si ces différents génotypes ne sont pas également bien adaptés
aux conditions de milieu, la sélection naturelle va jouer. Le rapport du
nombre de descendants issus des individus d'un génotype donné au de des individus d'un autre pris comme
terme de référence sera la « valeur sélective » du premier génotype.
L'auteur étudie le cas où le génotype récessif aa est complètement stérile,
c'est-à-dire de valeur sélective 0 par rapport aux génotypes «A et AA
dont la valeur sélective est supposée égale à l'unité. La diminution de
la fréquence d'apparition des gènes a dans la population n'est pas très
rapide et par conséquent la stérilisation ne serait pas une mesure très i>svr:noi,o(;iK cknkiiai.1: <1S1
efficace dans l'élimination des maladies récessives rares. 11 suffirait par
contre d'une génération pour faire disparaître le gène a si l'on stérilisait
à la fois les individus an, et «A. Mais les gènes récessifs défavorables
peuvent avoir des avantages lorsqu'ils sont présents chez des hété
rozygotes. Et l'on a montré par ailleurs que tout individu est porteur
d'environ huit gènes récessifs de ce genre et par conséquent la stéri
lisation des hétérozygotes devrait porte,]' sur l'espèce tout entière...
Dans le cas où les facteurs naturels de sélection jouent seuls, il
arrive qu'un gène récessif a ne soit pas éliminé, même si le génotype aa
est stérile. En effet, comme on vient de le dire, l'hétérozygote peut avoir-
un avantage sélectif. Dans ce cas, le gène a tend vers une fréquence
d'équilibre. Un exemple est donné. Les mutations ne semblent pas, par
contre, se produire avec une fréquence suffisante pour conduire seules
à une fréquence d'équilibre pour le gène a. Une compensation peut aussi
être provoquée par le fait que les parents ayant perdu un enfant sont
désireux d'avoir un ou plusieurs autres enfants pour remplacer le premier.
L'auteur présente ensuite la méthode que R. B. Me Connell va utiliser
dans l'article suivant. On considère la fréquence d'un certain génotype
facilement détectable chez les personnes atteintes d'une certaine maladie,
et l'on compare cette fréquence à celle qui est observée dans la popul
ation d'où les malades sont issus. Si la fréquence chez les malades est
supérieure à la fréquence dans la population, il en ressort que les per
sonnes présentant ce génotype sont plus susceptibles que les autres de
contracter la maladie. Un exemple est donné, concernant la liaison entre
l'apparition du diabète et l'appartenance aux groupes sanguins A ou AB.
Le risque, pour ces personnes, d'être atteintes de diabète est de 36 %
supérieur au risque couru par les autres personnes.
La plus grande partie de l'article de McConnell porte sur l'examen
de données de ce type. Il ressort de cet examen que, pour deux maladies
au moins, il existe une liaison avec le génotype défini par l'appartenance
à un groupe sanguin. Les personnes du groupe sanguin O courent un
risque de 37 % supérieur à celui des autres personnes en ce qui concerne
l'ulcère du duodénum, tandis que le groupe A court un risque plus
grand de 20 % à l'égard du cancer de l'estomac.
Un essai d'explication physiologique est exposé, fondé sur le rôle
des antigènes.
L'article de L. C. Dunn fournit d'abord quelques indications bibli
ographiques sur les ouvrages marquants de ces vingt dernières années
en ce qui concerne le mécanisme de l'évolution. On sait maintenant
que l'évolution est un processus continu qui produit et maintient con
stamment l'adaptation des populations à leurs milieux. On sait également
que les races diffèrent du point de vue génétique. Le problème, en ce
qui concerne les populations humaines, est d'identifier et d'étudier les
facteurs causaux responsables de la diversification. La modification des
gènes se fait par mutation. Mais la fréquence des différents gènes dans
la population est réglée par les mécanismes de l'évolution. La sélection 482 ANALYSES BIBLIOGRAPHIQUES
naturelle est le plus important de ces mécanismes. Mais il est rare que
l'on parvienne à établir une liaison entre des génotypes humains spéci
fiques et des agents sélectifs spécifiques. D'où l'intérêt des données
présentées au cours du symposium.
Les différences qui existent entre les races humaines en ce qui
concerne les gènes des groupes sanguins sont exposées. L'auteur discute
également les données présentées plus haut à propos de l'ulcère du duo
dénum et du cancer de l'estomac. Il pense que l'on ne peut rapporter
les constatations faites à la simple présence de gènes particuliers, mais
qu'il faut tenir compte de l'interaction des facteurs génétiques au cours
du développement et des réactions de ces aux conditions de
milieu. Il rapporte des doutes de A. E. Mourant sur l'utilité, en ethno
graphie, de la prise en considération des gènes des groupes sanguins.
L'influence des conditions de milieu sur la manifestation de deux ané
mies héréditaires est examinée. De plus, dans ce cas, la fréquence de
l'un des gènes est liée (inversement) à la fréquence de l'autre : c'est un
exemple d'influence du « milieu génétique » entourant un gène parti
culier. Ces interactions entre gènes, dont d'autres exemples sont donnés,
compliquent le problème, mais cette complication même est de bon
augure. L'auteur rappelle la collaboration de tous, en particulier des
gtatisticiens pouvant déterminer des espérances de vie pour les différents
sénotypes (groupes sanguins par exemple).
M. R.

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