Distribution des facteurs psychologiques dans une population - article ; n°1 ; vol.45, pg 16-28

Bernyer

Description

L'année psychologique - Année 1944 - Volume 45 - Numéro 1 - Pages 16-28
13 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.

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• Publié par: L-annee-psychologique
• Publié le: 01 janvier 1944
• Nombre de lectures: 5
• Langue: Français
• Poids de l'ouvrage: 1 Mo

Extrait

G. Bernyer
Distribution des facteurs psychologiques dans une population
In: L'année psychologique. 1944 vol. 45-46. pp. 16-28.
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Bernyer G. Distribution des facteurs psychologiques dans une population. In: L'année psychologique. 1944 vol. 45-46. pp. 16-
28.
doi : 10.3406/psy.1944.8152
http://www.persee.fr/web/revues/home/prescript/article/psy_0003-5033_1944_num_45_1_8152TI
DISTRIBUTION DES FACTEURS PSYCHOLOGIQUES
DANS UNE POPULATION
par G. Bernyer
L'analyse factorielle est depuis longtemps très largement
utilisée pour l'étude des tests, mais, à part quelques essais
d'analyse factorielle des corrélations entre personnes, on ne
rencontre guère de travaux où elle ait été appliquée à un cla
ssement systématique des individus. Dans cette étude, nous
avons estimé 5 facteurs psychologiques pour un groupe de
sujets. Nous avons voulu montrer ainsi, sur un exemple,
concret, les propriétés de ces facteurs et l'intérêt que leur est
imation présente pour le psychologue tant au point de vue
pratique qu'au point de vue théorique.
LES DONNÉES EXPÉRIMENTALES
Trois cent vingt sujets adultes, candidats aviateurs, ont
été soumis à une batterie de 28 tests. Ces tests, destinés à
apprécier les capacités intellectuelles générales, les capacités
d'exécution de tâches complexes et les capacités d'observation
visuelle des candidats, sont décrits dans un précédent article1.
Par l'analyse factorielle de cette batterie, nous avons pu mettre
en évidence les 5 facteurs suivants :
G = facteur général intervenant surtout dans les tests
d'ordre intellectuel (mouvements mécaniques, développe
ments de solides et assemblages de surfaces, orientation, clas
sification de figures, analogies verbales, code).
I = fadeur mécanique (tests de montage d'objets, mou-
1. Un Essai d'analyse factorielle des aptitudes. Année psychologique,
1940-1941, p. 202-226. — FACTEURS PSYCHOLOGIQUES D'UNE POPULATION 17 BERNYER.
vements mécaniques, développements de solides et assem
blages de surfaces).
II = facteur d'ordre émotionnel (tests de réactions aver
attention distribuée, fils enchevêtrés, labyrinthe).
III = facteur visuel (montage d'objets, tests de mémoire :
vues aériennes, mémoire d'un film, images successives).
IV = facteur de déduction (mémoire d'un récit, code, séries
numériques, phrases en désordre, raisonnement, classification
de figures).
l'estimation des facteurs
Ces 5 facteurs ont été estimés pour chacun des 320 sujets
en utilisant les équations de régression des facteurs sur les
tests. Nous avons montré dans une étude antérieure1 comment
ces équations pouvaient être simplifiées en réduisant préala
blement la batterie de tests à un nombre plus restreint de tests
composites (méthode d'estimation réduite). Nos données
actuelles ayant été traitées à titre d'exemple dans cet article,
on y trouvera, p. 316-317, le détail du calcul des coefficients
des équations de régression qui ont servi1 à estimer nos 5 fac
teurs. L'estimation des facteurs pour chaque sujet, quand les
équations de régression ont été établies, est une opération assez
laborieuse mais qui ne présente pas de difficultés.
LES RÉSULTATS
Les facteurs ainsi estimés présentent certaines propriétés
qui découlent d'ailleurs logiquement des méthodes d'analyse
qui ont servi à les obtenir, et dont nous donnerons ici une
illustration :
1° Ces facteurs doivent être distribués normalement dans la
population, avec une moyenne nulle et un écart-type égal au
coefficient de corrélation multiple de l'équation qui a servi à les
estimer. — Ceci résulte directement de la forme même de
l'équation de régression : les facteurs sont des fonctions
linéaires de tests dont les distributions sont normales (ou ont
été préalablement normalisées).
Les distributions des 5 facteurs dans la population globale
sont données Tableaux IV à VIII (dernière ligne) avec leur
moyenne et leur écart-type. Les écarts-types diffèrent très
1. L'Estimation des facteurs psychologiques par la régression. Année
psychologique, 1942-1943, p. 299-322.
l'année psychologique, xlv-xlvi * 2 18 MÉMOIRES ORIGINAUX
peu des coefficients de corrélation multiple qui ont été cal
culés dans l'article cité précédemment, p. 317. On observe
seulement une très légère différence pour les facteurs II et IV.
Ceci nous fournit une bonne vérification de l'exactitude des
calculs effectués.
2° Ces fadeurs doivent être indépendants, c'est-à-dire sans
corrélation entre eux, ceci résultant d'une hypothèse qui est à
la base de la plupart des méthodes d'analyse factorielle. En
pratique, les estimations des facteurs sont imparfaites et la
composition des batteries de tests employées ne permet pas
toujours de réaliser cette indépendance entre les facteurs
estimés. En ce qui concerne nos données, on trouvera Tableau I
les corrélations observées entre les facteurs estimés. On voit
qu'il subsiste une corrélation importante entre les facteurs I
et III.
TABLEAU I
Corrélations entre facteurs estimés
III IV G I II
G .103 .058 .015
I .544 .172 — .086 .201 .049 .013 II .215
III
3° Calcul de l'indice d'hétérogénéité. — H. Piéron, à qui nous
devons cette notion1, définit l'indice d'hétérogénéité d'un
sujet en prenant la moyenne des notes qu'il a obtenues dans
différents tests (notes exprimées en tétrons) et en calculant
l'écart moyen de ces différentes notes à leur moyenne. Nous
avons appliqué ce calcul à nos données pour les 4 facteurs de
groupes seulement, en laissant de côté le facteur G. Le calcul
a été effectué directement sur les notes estimées (ces estima
tions n'ayant pas toutes exactement le même écart-type sont
intervenues avec des poids un peu différents dans le calcul de
l'indice ; ce procédé, qui tient compte de la précision de l'est
imation des différents facteurs, était préférable puisqu'il
s'agissait de facteurs estimés et non de tests). L'écart-type
moyen des 4 étant de 0,74, pour rendre les indices que
1. H. Piébon. L'Hétérogénéité normale des aptitudes. Année psycho-
l 940-1941, p. 1-13. ; BERNYER. FACTEURS PSYCHOLOGIQUES d'üNE POPULATION 19
nous avons obtenus grossièrement comparables à ceux de
H. Piéron, il faudrait les multiplier par 4 : 0,74 = 5,4.
L'hétérogénéité normale des aptitudes mise en lumière par
H. Piéron se retrouve naturellement pour nos 4 facteurs de
groupes. La distribution des indices d'hétérogénéité (fig. I) a
une allure tout à fait analogue à celle obtenue par Piéron pour
n
70
60
50 M *= 0,47
30
20
10
0 0,9 1,0 1,1 1,2 0 0.1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8
Indices d' hétérogénéité
Fig. 1. — Distribution des indices d'hétérogénéité
calculés pour les quatre facteurs de groupes sur 320 sujets
différentes batteries de tests. L'indice moyen pour notre
groupe de 320 sujets est de 0,47. Le calcul théorique de cet
indice moyen en supposant les 4' facteurs complètement indé
pendants donnerait 0,52. On voit que la différence avec la
valeur observée est peu importante. De plus, en ce qui concerne
les facteurs, la valeur moyenne de l'indice d'hétérogénéité ne
varie pas avec le niveau global moyen. Si l'on classe les sujets
en 5 sous-groupes de très bons à mauvais, en considérant d'une
part la somme de leurs 4 facteurs de groupes, et d'autre part
leur note en facteur général G, on constate qu'aucune différence
sensible n'apparaît entre les groupes (Tableau II). Ce résultat
confirme le fait de l'indépendance des différents facteurs. ■
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'.
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20 MEMOIRES ORIGINAUX
TABLEAU II
Indice Somme des facteurs Indice Facteur G I + II + HI + IV d'hétérogénéité d'hétérogénéité