Scores composites CHC pour le WISC-IV : normes francophones

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Scores composites CHC pour le WISC-IV : normes francophones

LECERF, Thierry, et al.

LECERF, Thierry, et al. Scores composites CHC pour le WISC-IV : normes francophones.

Pratiques psychologiques, 2012, vol. 18, p. 37-50

DOI : 10.1016/j.prps.2011.04.001

Available at:

http://archive-ouverte.unige.ch/unige:18876

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Résumé

Bien que le manuel du WISC-IV fasse référence à la théorie de Cattell - Horn - Carroll (CHC), les indices calculés à partir de cette batterie (ICV, IRP, IMT, et IVT) n’ont pas été définis sur la base du modèle CHC. Afin d’apporter un éclairage complémentaire sur les performances observées, nous recommandons néanmoins d’examiner les scores des subtests du WISC-IV en référence à la nomenclature des aptitudes cognitives proposées dans le modèle CHC. La

première partie de cet article présente les normes francophones pour cinq facteurs CHC du WISC-IV, à savoir le raisonnement fluide (Gf), compréhension -

connaissances (Gc), le traitement visuel (Gv), la mémoire à court terme (Gsm), et la vitesse de traitement (Gs), établies en utilisant une procédure d’approximation statistique. La deuxième partie présente l’examen de la validité de ces normes, confrontées à des données recueillies sur un échantillon de deux-cent-cinquante enfants. Nos résultats montrent que les corrélations entre les indices classiques du WISC-IV (ICV, IRP, IMT, et IVT) et les scores composites CHC sont élevées, attestant de la validité des scores CHC. Ces normes permettent de calculer et d’utiliser les scores composites CHC en complément des indices standards, dans le cadre d’analyses normatives et ipsatives.

Mots clés : WISC-IV, CHC, Normes, aptitudes cognitives

Abstract

Although the WISC-IV references the Cattell - Horn - Carroll (CHC) theory in the manual, the composite scores of this battery (VCI, PRI, WMI, and PSI) were not defined according to this model. Nevertheless, we recommend examining the subtests scores of the WISC-IV in reference to the nomenclature of the cognitive abilities proposed in the CHC theory, so as to bring additional insight on the observed performance. The objective of the first part of this paper is to provide normative tables for five CHC cognitive abilities of the French WISC-IV: fluid reasoning (Gf), comprehension - knowledge (Gc), visual processing (Gv), short- term-memory (Gsm), and processing speed (Gs); these tables were created using a statistical approximation procedure. The objective of the second part is to test the validity of these tables with data obtained from two hundred and fifty children.

Correlation between the standard indices of the WISC-IV (VCI, PRI, WMI, and PSI) and the CHC composite scores were high, demonstrating the validity of these CHC scores. These tables, for the French version of the WISC-IV, allow using the CHC composite scores as complementary measures, in order to conduct

normative and ipsative analyses.

Keywords: WISC-IV, CHC, norms, cognitive abilities

Indices CHC pour le WISC-IV : Normes francophones ¹

Depuis les années 1990, le modèle de Cattell – Horn - Carroll (CHC) est apparu comme le modèle de référence de l’organisation des aptitudes cognitives (Flanagan, Genshaft, & Harrison, 1997 ; McGrew, 2005 ; McGrew, 2009 ; Newton & McGrew, 2010). Cette conception théorique est d’une part à l’origine du développement de batteries cognitives (comme par exemple le KABC-II) et d’autre part, à l’origine de procédures d’interprétation « cross-battery » qui visent à intégrer les scores de subtests issus de différentes batteries (Alfonso, Flanagan,

& Radwan, 2005 ; Flanagan & Ortiz, 2001; Flanagan, Ortiz, & Alfonso, 2007 ; Flanagan & McGrew, 1997 ; Flanagan & McGrew, 1998). Bien que les

constructeurs des échelles de Wechsler fassent référence au modèle CHC dans l’élaboration de la batterie, la nomenclature des indices du WISC-IV (ICV : indice de compréhension verbale ; IRP : indice de raisonnement perceptif ; IMT : indice de mémoire de travail ; IVT : indice de vitesse de traitement) ne correspond pas à celle que l’on trouve dans le modèle CHC. Compte tenu de l’importance de ce modèle, nous pensons qu’il est souhaitable de pouvoir également interpréter les scores des subtests du WISC-IV selon ce cadre théorique, ce qui permettra par ailleurs d’opérer un rapprochement avec les indices du KABC-II. La première partie de cet article présente les tables normatives francophones pour les scores composites CHC du WISC-IV, tables qui n’existent pas actuellement. Les tables CHC proposées ici ont été calculées à partir de la procédure d’approximation statistique proposée par Tellegen et Briggs (1967), comme nous l’avions fait

précédemment pour l’indice d’aptitude général (IAG ; Lecerf, Reverte, Coleaux, Favez, & Rossier, 2010) et l’indice de compétence cognitive (ICC ; Lecerf, Reverte, Coleaux, Maillard, Favez, & Rossier, sous presse). La deuxième partie de l’article présente une étude visant à comparer les indices standards du WISC- IV (ICV, IRP, IMT, et IVT) et les scores CHC obtenus à partir d’un échantillon de 250 enfants. Il s’agit notamment d’estimer les corrélations entre les indices

standards du WISC-IV et les scores composites CHC (Gf, Gc, Gsm, Gv, et Gs).

Les différences relatives et absolues entre ces scores seront également présentées.

En d’autres termes, il s’agit d’étudier la validité de ces normes CHC sur un échantillon d’enfants.

Le modèle CHC des aptitudes cognitives est un modèle hiérarchique de l’intelligence qui combine la théorie « Intelligence fluide (Gf) – Intelligence cristallisée (Gc) » de Cattell et Horn (Cattell, 1963 ; Horn & Cattell, 1966 ; Horn

& Noll, 1997) et le modèle « en trois strates » de Carroll (Carroll, 1993, 2005). La théorie CHC repose sur un nombre très important de données empiriques

(McGrew, 2009). La dernière mise à jour du modèle CHC comprend 1 facteur général (le facteur g), 16 aptitudes globales (Gf, Gc, etc.) et plus de 90 aptitudes primaires (par exemple : induction, développement du langage, mémoire de travail, etc. ; pour une description complète, McGrew, 2009 ; Newton & McGrew, 2010). Parmi les 16 aptitudes globales, on trouve notamment le raisonnement fluide (Gf), compréhension – connaissances (Gc), le traitement visuel (Gv), la mémoire à court terme (Gsm) et la vitesse de traitement (Gs) ². Le raisonnement fluide (Gf) représente l’aptitude à raisonner, à résoudre de nouveaux problèmes, et

englobe notamment les aptitudes primaires induction (Gf-I) et déduction (Gf-RG).

L’aptitude compréhension – connaissances (Gc) traduit les connaissances culturelles acquises par l’individu, et correspond au facteur « intelligence cristallisée » proposé par Cattell (1963). Cette aptitude globale comprend les aptitudes primaires développement du langage (Gc-LD), connaissances lexicales (Gc-VL) et information générale (Gc-KO). Le traitement visuel (Gv) représente l’aptitude à percevoir et à transformer des stimuli visuels. Cette aptitude inclus notamment les aptitudes primaires visualisation (Gv-Vz), relations spatiales (Gv- SR) et flexibilité de fermeture (Gv-CF). La mémoire à court terme (Gsm) traduit la capacité à appréhender et à maintenir de manière consciente un nombre limité d’informations. Elle comprend les aptitudes primaires d’empan mnésique (Gsm- MS) et de mémoire de travail (Gsm-MW). La vitesse de traitement (Gs) représente l’aptitude à réaliser de manière automatique et rapide des tâches simples. Cette aptitude comprend notamment les aptitudes primaires vitesse perceptive (Gs-P) et taux de réponse à un test (Gs-R9 : « rate-of-test-taking »). Comme mentionné ci- dessous, nous avons montré que les scores du WISC-IV pouvaient être interprétés en référence à ces 5 aptitudes globales du modèle CHC (Lecerf, Rossier, Favez, Reverte, & Coleaux, 2010).

Les versions les plus récentes de batteries d’intelligence ont été créées sur la base du modèle CHC ; c’est notamment le cas du KABC-II (Kaufman &

Kaufman, 2008), du WJ-III (Woodcock, McGrew, & Mather, 2001), du DAS-II (Elliot, 2007), et du SB5 (Roid, 2003). Les analyses factorielles exploratoires (AFE) et / ou les analyses factorielles confirmatoires (AFC) ont démontré que la

structure factorielle basée sur la théorie CHC des aptitudes cognitives était adéquate (Keith & Reynolds, 2010 ; Keith, Low, Reynolds, Patel, & Ridley, 2010 ; Morgan, Rothlisberger, McIntosh, & Hunt, 2009 ; Reynolds, Keith, Fine, Fisher, & Low, 2007 ; Sanders, McIntosh, Dunham, Rothlisberger, & Finch, 2007). En outre, ces travaux ont abouti à la création d’une classification des subtests des principales batteries d’intelligence selon le modèle CHC (Flanagan &

Kaufman, 2004 ; Flanagan, et al., 2007 ; Flanagan & Kaufman, 2009 ; McGrew, 1997). Par exemple, l’épreuve Matrices du WISC-IV évaluerait l’aptitude globale raisonnement fluide (Gf) et plus spécifiquement les capacités d’induction (I).

Ainsi, tous les subtests des batteries ont été classés en formulant des hypothèses sur la - les aptitude-s globale-s et la – les aptitude-s primaire-s qui seraient évaluées par chacun d’eux.

Bien que les échelles de Wechsler, et notamment le WISC-IV, n’aient pas été construites sur la base du modèle CHC, plusieurs études ont montré que l’interprétation des scores des subtests pouvait être effectuée en référence au modèle CHC. Par exemple, Keith, Fine, Taub, Reynolds, et Kranzler (2006) ont constaté, dans la version nord-américaine du WISC-IV, que la structure CHC en 6 facteurs était plus adéquate que la structure factorielle standard en 4 facteurs (voir également Kaufman, Flanagan, Alfonso, & Mascolo, 2006). De même, nous avons montré dans la version française du WISC-IV (Lecerf, Rossier, et al. 2010) et de la WAIS-III (Golay & Lecerf, 2011) qu’une structure factorielle en 5

facteurs basée sur le modèle CHC était mieux ajustée aux données que la structure classique en 4 facteurs. En d’autres termes, les scores des subtests du WISC-IV et

de la WAIS-III peuvent être interprétés en terme de raisonnement fluide (Gf), de compréhension – connaissances (Gc), de traitement visuel (Gv), de mémoire à court terme (Gsm) et de vitesse de traitement (Gs). Précisément, nos résultats indiquent que dans la version française du WISC-IV, les scores des subtests verbaux (Similitudes, Vocabulaire, Compréhension, Information et Raisonnement verbal) mesurent l’aptitude compréhension - connaissances (Gc), tandis que les scores des subtests Mémoire de chiffres et Séquence lettres - chiffres évaluent la mémoire à court terme (Gsm). Les scores des épreuves Code, Symboles et Barrage mesurent la vitesse de traitement (Gs). Les scores des tâches Matrices et Identification de concepts mesurent le raisonnement fluide (Gf) et enfin, les scores des subtests Cubes et Complètement d’images mesurent le traitement visuel (Gv) ³. Quant au score de l’épreuve Arithmétique, il évaluerait les connaissances quantitatives (Gq) et / ou Gsm et / ou Gc selon les enfants (Grégoire, 2009 ; Rozencwajg, Schaeffer, & Lefebvre, 2010). Contrairement aux résultats de Keith et collaborateurs (2006), le score du subtest Arithmétique ne traduit pas le

raisonnement fluide (Gf) dans la version française du WISC-IV. Sur la base des résultats de ces analyses factorielles confirmatoires, nous proposons les normes pour les scores composites CHC qui permettront de faire référence au modèle théorique dominant pour formuler des hypothèses alternatives sur les compétences cognitives des enfants.

Enfin, l’intérêt d’interpréter les scores des subtests du WISC selon le modèle CHC apparaît dans le domaine du diagnostic et de l’identification d’enfants présentant des troubles spécifiques (Flanagan & Mascolo, 2005). Par

exemple, cette grille d’interprétation a été utilisée avec diverses populations d’enfants atypiques : surdité (Miller, 2008), difficultés de compréhension (Floyd, Bergeron, & Alfonso, 2006), retard mental (Bergeron & Floyd, 2006), ou plus globalement a servi de guide pour l’identification d’enfants présentant des troubles des apprentissages (Fiorello & Primerano, 2005 ; Flanagan, 2000 ; Flanagan, Fiorello, & Ortiz, 2010). En d’autres termes, le modèle CHC permet de formuler des hypothèses alternatives sur les aptitudes cognitives et les processus cognitifs mis en jeu dans les différentes épreuves.

Dans une autre perspective, de plus en plus de recherches portent sur les relations entre les aptitudes cognitives telles qu’elles sont définies dans le modèle CHC et les performances académiques (Fiorello, Thurman, & Zavertnik, 2009 ; Floyd, Evans, & McGrew, 2003 ; Floyd, Keith, Taub, & McGrew, 2007 ; Floyd, McGrew, & Evans, 2008 ; Gottfredson & Saklofske, 2009 ; McGrew &

Wendling, 2010 ; Taub, Floyd, Keith, & McGrew, 2008). Les résultats indiquent, par exemple, que la réussite en mathématiques est associée aux aptitudes

compréhension – connaissances (Gc), raisonnement fluide (Gf), et vitesse de traitement (Gs, pour une synthèse, McGrew & Wendling, 2010).

Etude 1 : établissement des normes pour les scores composites CHC Les tables des scores composites CHC (cf. Tableau I à Tableau V) ont été développées à partir des données psychométriques fournies dans le manuel du WISC-IV (Wechsler, 2005), et à partir des procédures d’approximations statistiques proposées par Tellegen et Briggs (1967, formule 1).

Le score composite Gf (Tableau I) est calculé à partir des scores des subtests Matrices et Identification de concepts. Il possède initialement une moyenne de 20 (Xc) et un écart type de 4,88 (Sc). Le score est ensuite normalisé (moyenne = 100 ; é-t = 15) en prenant en compte l’inter-corrélation entre les scores de ces deux subtests (,37 pour l’échantillon 6 – 16 ans). Le score X, dans la formule ci-dessous, correspond à la somme des notes standards des subtests Matrices et Identification de concepts obtenu par un individu.



G =f1 5 S c



 



(

)

(1) Dit autrement, la procédure permettant d’aboutir au score composite standardisé Gf peut être réduite à la formule suivante : Gf = 3,07 x + 38,57, dans laquelle x représente la somme non pondérée des notes standards des subtests Matrices et Identification de concepts. Le rang percentile ainsi que l’intervalle de confiance à 95% sont également rapportés. Afin de permettre le calcul de ces intervalles, l’erreur type de mesure du score composite Gf (5,80) et le coefficient de fidélité Rcc (,85) ont été estimés à partir des procédures de Tellegen et Briggs (formule 2). Dans l’équation rapportée ci-dessous, rjj correspond à la somme des coefficients de fidélité des scores des subtests Matrices et Identifications de concepts ; Rjk correspond à la corrélation entre les scores des Matrices et de l’Identification de concepts ; enfin, n correspond au nombre de scores pris en compte (2 dans le cas présent).



R c c=





n+2



Concrètement, pour calculer le score composite Gf, la première étape est d’identifier les notes standards des épreuves Matrices et Identification de concepts et de les additionner. Prenons l’exemple d’un enfant de 10 ans et 8 mois qui obtient les notes standards de 11 aux Matrices et de 8 à Identification de concepts.

La somme des deux notes standards est donc de 19. Cette somme doit être

transformée en note composite à partir des tables de conversion (Tableau I). Pour cet enfant, la valeur de 19 correspond à un score Gf de 97, avec un intervalle de confiance à 95% de 88 à 107; le rang percentile est de 42.

— Insérer Tableau I —

Le score composite Gv (Tableau II) est calculé à partir de la somme non pondérée des scores des subtests Cubes et Complètement d’images et possède initialement une moyenne de 20 (Xc) et un écart type de 4,98 (Sc). Il est normalisé (moyenne 100, écart type 15) à partir de l’inter-corrélation entre les scores de ces deux subtests (,38 pour l’échantillon 6 – 16 ans). La procédure est résumée par la formule suivante : Gv = 3,00 x + 39,81, dans laquelle x représente la somme des notes standards des subtests Cubes et Complètement d’images. Le rang percentile ainsi que l’intervalle de confiance à 95% sont rapportés. L’erreur type de mesure du score Gv est de 5,71 et le coefficient de fidélité estimé à partir des procédures de Tellegen et Briggs est de ,86.

— Insérer Tableau II —

Le score composite Gs (Tableau III) est calculé à partir des scores des subtests Code et Symboles et possède initialement une moyenne de 20 (Xc) et un écart type de 5,21 (Sc). L’inter-corrélation entre ces subtests (,51 pour

l’échantillon 6 – 16 ans) est ensuite prise en compte pour standardiser le score composite avec une moyenne de 100 et un écart type de 15. Bien que ce score soit présent dans le WISC-IV (indice de vitesse de traitement, IVT), les tables Gs ont néanmoins été calculées dans un souci d’homogénéité. La procédure conduit à la formule suivante : Gs = 2,88 x + 42,46 dans laquelle x est la somme des notes standards des subtests Code et Symboles. Le coefficient de fidélité estimé est de ,85 (la valeur du coefficient de fidélité rapporté dans le manuel du WISC-IV est de ,84 pour l’échantillon total ; Wechsler, 2005, p. 30).

— Insérer Tableau III —

Le score composite Gsm (Tableau IV) est calculé à partir de la somme des scores des subtests Mémoire de chiffres et Séquence lettres - chiffres et de l’inter- corrélation entre ces scores. Ce score composite correspond à l’indice de mémoire de travail (IMT) dans le WISC-IV. La procédure permet d’aboutir à la formule suivante : Gsm = 2,97 x + 40,69, dans laquelle x est la somme des notes standards des subtests Mémoire de chiffres et Séquence lettres - chiffres. Le coefficient de fidélité estimé est de ,89 (la valeur du coefficient de fidélité rapporté dans le manuel du WISC-IV est de ,88 pour l’échantillon total ; Wechsler, 2005, p. 30).

— Insérer Tableau IV —

Enfin, les tables pour le score composite Gc ont été créées. Les

précédentes tables CHC ayant été calculées à partir de la somme des scores de deux subtests, nous avons également choisi de n’utiliser que deux scores pour le calcul de cet indice. En outre, ce choix est cohérent avec les procédures du KABC-II dans lequel 2 scores sont utilisés pour le calcul de chaque indice. En conséquence, la corrélation entre les scores des épreuves Similitudes et

Compréhension a servi à la standardisation du score composite Gc. Le choix des épreuves Similitudes et Compréhension repose sur les hypothèses des aptitudes cognitives sous-tendant les scores de ces deux subtests. On fait l’hypothèse que le score de l’épreuve Similitudes évalue l’aptitude « connaissances lexicales » (VL), de même que le score de l’épreuve Vocabulaire, tandis que le résultat du subtest Compréhension mesure l’aptitude « information générale » (KO, Flanagan, et al., 2007) ⁴. De ce fait, nous avons sélectionné les épreuves Similitudes et

Compréhension (et non Similitudes et Vocabulaire), afin de créer un score composite qui englobe 2 aptitudes primaires et non une seule aptitude primaire (VL en l’occurrence). Le coefficient de fidélité du score composite Gc estimé à partir des procédures de Tellegen et Briggs est de ,84 (la valeur du coefficient de fidélité rapporté dans le manuel du WISC-IV pour ICV est de ,89 pour

l’échantillon total ; Wechsler, 2005, p. 30). L’erreur type de mesure est de 5,26.

La procédure peut être réduite à la formule suivante : Gc = 2,85 x + 43,02.

— Insérer Tableau V —

Etude 2 : étude de la validité des normes sur un échantillon tout venant

Le deuxième objectif de cet article vise à calculer les scores composites CHC sur un échantillon de deux-cent-cinquante enfants, et de tester la validité des normes établies. Pour cela, les corrélations entre les indices factoriels du WISC- IV (ICV, IRP, IMT, et IVT) et les scores composites CHC sont calculées (Gf, Gc, Gv, Gsm, et Gs).

Participants

Deux-cent-cinquante enfants entre 8 et 12 ans ont pris part à l’étude (âge moyen = 10,22 ans, écart type = 1,14). L’échantillon comporte 125 filles et 125 garçons (42 enfants de 8 ans ; 75 enfants de 9 ans ; 55 enfants de 10 ans ; 62 enfants de 11 ans ; et 16 enfants de 12 ans). En administrant le WISC-IV à des enfants de 8 à 12 ans, nous évitons un effet plancher que l’on observe dans certains subtests chez les enfants de 6 à 7 ans, et un effet plafond que l’on remarque dans certaines épreuves chez les adolescents de 13 à 16 ans. Nous disposons donc de mesures qui permettent une bonne discrimination des

performances. Aucun enfant n’a ni sauté ni doublé de classe, si bien que tous les enfants se trouvent dans le degré scolaire correspondant à leur âge chronologique.

L’autorisation d’administrer les subtests du WISC-IV a été donnée par le Département de l’Instruction Publique (DIP) du Canton de Genève et/ou par les représentants légaux des enfants.

Procédure

Les subtests principaux et optionnels du WISC-IV ont été administrés pendant les heures scolaires dans les locaux d’écoles du Canton de Genève

(Suisse). La passation et la cotation ont été réalisées selon les procédures décrites dans le manuel (Wechsler, 2005). Cette recherche respecte le code déontologique de la Société Suisse de Psychologie (SSP) et de la Fédération Suisse des

Psychologues (FSP).

Résultats et discussion

Le tableau VI rapporte les statistiques descriptives (moyennes et écart types) des 5 indices du WISC-IV (QIT, ICV, IRP, IMT, et IVT), des scores

composites CHC (Gf, Gc, Gv, Gsm, et Gs), et des indices d’aptitude général (IAG) et de compétence cognitive (ICC) calculés sur l’échantillon de 250 enfants (pour une description complète des indices IAG et ICC, voir Lecerf, Reverte, et al., 2010 ; Lecerf et al., sous presse). Les résultats indiquent que les performances des enfants de notre échantillon sont légèrement supérieures aux valeurs théoriques (100) pour les indices ICV, IVT, QIT, et IRP. Il en est de même pour les deux indices supplémentaires que sont l’IAG et l’ICC (105,89 et 101,51,

respectivement). Seul le score IMT (94,8) est légèrement inférieur à la valeur de référence de 100. En ce qui concerne les scores composites CHC, on observe des performances au-dessus de la moyenne pour les scores Gs, Gc, et Gv (106,09, 104,02, et 103,95, respectivement). A l’inverse, les scores composites Gf et Gsm sont inférieurs à la moyenne (98,05 et 95,63).

— Insérer Tableau VI —

Dans un deuxième temps, les corrélations entre les indices factoriels du WISC-IV et les scores composites CHC ont été calculées. La corrélation entre

Gsm et IMT est de 1.00. La moyenne de la différence entre les 2 scores est de 0,03 (e-t = 0,27). Précisément, 4 enfants sur les 250 présentent une différence entre les scores Gsm et IMT. Cette différence varie de 1 à 3 points, en faveur de l’indice IMT. En d’autres termes, 246 enfants obtiennent exactement le même score pour l’indice IMT et le score composite Gsm. La moyenne de la différence absolue entre les 2 scores est bien entendue identique à celle de la différence relative. Les résultats des indices IMT et Gsm sont donc quasiment identiques.

La corrélation entre Gs et IVT est de ,91, et la moyenne de la différence relative entre ces 2 scores est de ,24 (e-t = ,92). Sur les 250 enfants, on constate que 123 (49,2 %) ont exactement le même résultat pour les 2 scores ; 79 enfants (31,6 %) ont un indice IVT supérieur de 1 à 3 points au score Gs, et 48 enfants (19,2 %) ont un score composite Gs supérieur d’un point à l’indice IVT. La moyenne de la différence absolue est de ,62 (e-t = ,71). Dans ce cas, 105 enfants (42 %) présentent une différence absolue de 1 point, 16 enfants (6,4 %) une différence absolue de 2 points et enfin, 6 enfants présentent une différence de 3 points (2,4 %). Globalement, les résultats de l’indice IVT sont très proches de ceux du score composite Gs, puisque pour les 250 enfants la différence varie entre 0 et 3 points.

La corrélation entre ICV et Gc est de ,96, avec une moyenne de la

différence relative de ,08 point (e-t = 3,98). Plus exactement, on constate que pour 30 enfants (12%) ICV est identique au score composite Gc. Pour 113 enfants (45,2 %), ICV est supérieur au score Gc, avec une différence qui varie de 1 à 12 points. Pour 107 enfants (42,8 %), le score Gc est supérieur à ICV, avec une

différence qui varie de 1 à 11 points. En ce qui concerne la moyenne de la

différence absolue, elle est de 3,07 (e-t = 2,53). On remarque que 190 enfants (76

%) présentent une différence comprise entre 0 et 4 points entre les 2 indices ICV et Gc ; 54 enfants (21,6 %) présentent une différence comprise entre 5 et 9 points et enfin, 6 enfants (2,4 %) possèdent une différence comprise entre 10 et 12 points. Parmi ces 6 enfants, 3 présentent un score composite Gc supérieur à ICV, et on remarque que pour ces 3 enfants la performance dans le subtest

Compréhension est supérieure à celle dans le subtest Vocabulaire. En revanche, pour les 3 enfants qui présentent un indice ICV supérieur au score composite Gc, on constate que tous ont obtenu un meilleur résultat dans le subtest Vocabulaire que dans le subtest Compréhension.

Pour terminer, la corrélation entre IRP et Gf est de ,87 et la corrélation entre IRP et Gv est de ,70. Ces résultats valident l’hypothèse selon laquelle l’indice IRP représente une combinaison entre le raisonnement fluide (Gf) et le traitement visuel (Gv). En conséquence, la séparation entre les aptitudes globales Gf et Gv devrait permettre de formuler des hypothèses plus adéquates sur le fonctionnement cognitif de l’enfant.

Conclusion

Dans cet article, nous avons décrit les scores composites CHC et proposé les tables francophones réalisées à partir d’approximations statistiques. Les résultats recueillis à partir d’un groupe de 250 enfants valident ces tables, puisqu’on observe de très fortes corrélations (de ,91 à 1,0) entre les indices du

WISC-IV et les scores composites CHC. Les moyennes des différences absolues entre les indices du WISC-IV et les scores composites CHC sont faibles et varient entre 0,03 et 3,07 points. Précisément, on constate que les 250 enfants (100 %) présentent une différence comprise entre 0 et 3 points entre les indices IMT et Gsm d’une part, et entre les indices IVT et Gs d’autre part. En ce qui concerne la différence entre ICV et Gc, elle varie de 0 à 4 points pour 190 enfants (76 %). Ces données attestant de la validité des scores Gsm, Gs et Gc, on peut dès lors faire l’hypothèse que les scores composites Gf et Gv sont également valides.

Les tables des scores composites CHC pour le WISC-IV sont développées dans une perspective appliquée. L’objectif vise à produire des scores conformes à la nomenclature des aptitudes cognitives proposées dans le modèle CHC. Ce modèle présente d’ailleurs un meilleur ajustement aux données que le modèle classique en quatre facteurs (Lecerf, Rossier et al., 2010), et représente le modèle théorique bénéficiant du plus large support empirique. La théorie CHC est utilisée comme cadre conceptuel de nombreuses batteries nord-américaines mais

également dans la version française du KABC-II. Ces 5 scores composites CHC permettent ensuite de procéder aux analyses normatives et ipsatives, selon la procédure proposée par Flanagan et collaborateurs (2007).

Prenons l’exemple d’un enfant de 10 ans et 8 mois qui obtient une note standard de 13 dans l’épreuve Cubes et de 14 dans le subtest Complètement d’images ; ce qui donne une somme des notes standards de 27 points pour Gv. Il obtient la note standard de 12 dans les Similitudes et de 12 pour Compréhension, soit un total de 24 pour Gc. Pour le score Gsm, la somme des notes standards est

de 20 points : 10 en Mémoire de chiffres et 10 en Séquence lettres – chiffres. La somme des notes standards pour Gf est de 19 points : 8 pour Identification de concepts et 11 pour Matrices. Enfin, pour Gs, la somme des notes standards est de 22 points : 10 en Code et 12 pour les Symboles. Ces sommes des notes standards sont ensuite transformées à partir des tables I à V. Ainsi, cet enfant présente un score composite Gv de 121 ; un score Gc de 111 ; un score Gsm de 100 ; un score Gf de 97 et enfin, un score Gs de 106. Pour information, les indices factoriels de cet enfant sont les suivants : ICV = 112 ; IRP = 102 ; IMT = 100 ; IVT = 106, et QIT = 108. On constate que les scores ICV, IMT et IVT sont identiques,

respectivement, aux scores composites Gc, Gsm et Gs. L’un des intérêts

principaux des scores composites CHC réside dans la distinction entre Gf et Gv.

On remarque dans cet exemple, que les scores composites Gf et Gv nuancent l’interprétation de l’indice IRP, qui traduit une performance moyenne (102). La lecture CHC permet de faire l’hypothèse que cet enfant présente de bonnes capacités de traitement visuel (Gv), mais des capacités de raisonnement (Gf) dans la moyenne normative.

On peut ainsi procéder à une analyse normative, en s’appuyant sur les données du groupe de référence : moyenne de 100, écart type de 15. Les scores compris dans l’intervalle 85 – 115 (soit  1 écart type) sont considérés comme

« moyen » sur le plan normatif (MoN : Moyen Normatif). Lorsque le score est supérieur ou égal à 116, il traduit une « force normative » (FoP), tandis que lorsqu’il est inférieur ou égal à 84, il indique une « faiblesse normative » (FaN).

Dans notre exemple, on observe donc une force normative pour le score Gv (FoN)

et des performances moyennes sur le plan normatif (MoN) pour les scores Gc, Gsm, Gf et Gs.

Par la suite, on procède à l’analyse ipsative qui vise à identifier les forces personnelles (FoP), les faiblesses personnelles (FaP) et les scores moyens

personnels (MoP). Pour cela, on calcule la moyenne individuelle à partir des 5 scores composites CHC. Dans notre exemple, la moyenne individuelle est de 107 (moyenne des scores 121, 111, 100, 97 et 106). La valeur de 15 points, soit 1 écart type, va ensuite permettre de déterminer si l’enfant présente des faiblesses et / ou des forces personnelles, etc. En d’autres termes, les scores compris dans

l’intervalle 92 – 122 107  15 sont considérés comme des scores « moyen personnel » ; les scores inférieurs à 92 traduiront des faiblesses personnelles, tandis que les scores supérieurs à 122 représenteront des forces personnelles. Dans notre exemple, on constate que tous les scores se situent dans l’intervalle 92 – 122 et représentent donc des performances moyennes sur le plan personnel. Ainsi, cet enfant ne présente ni faiblesse ni force personnelle. La lecture conjointe des analyses normatives et ipsatives donnera le profil global de l’enfant.

Pour terminer, il est important de rappeler que les scores composites CHC, tout comme les indices factoriels du WISC-IV, ne doivent être utilisés et restitués que s’ils sont homogènes. Pour cela, nous recommandons d’employer la

procédure proposée initialement par Silverstein (1982) et qui consiste à vérifier si la différence entre la note standard la plus haute et la note standard la plus basse est inférieure ou égale à 4 points (cf. Grégoire, 2009). Dans notre exemple, l’indice IRP n’est pas homogène et ne peut donc être utilisé (Cubes : 13 et

Identification de concepts : 8) ; en revanche, les scores composites Gf et Gv sont homogènes et peuvent être restitués.

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Notes de bas de page

1 Cette recherche est soutenue par le Fonds National Suisse de la Recherche Scientifique dans le cadre d’un subside alloué à T. Lecerf, N. Favez, & J. Rossier (requête N^o 100011-107764 : Analysis of the french WISC-IV structure according to the Cattell-Horn-Carroll (CHC) narrow ability classification).

2 Pour des raisons de place, nous ne listons que les aptitudes globales pertinentes par rapport au WISC-IV. On peut trouver la liste complète des aptitudes globales et des aptitudes primaires dans l’article de Newton et McGrew (2010).

3 Rappelons que les analyses factorielles confirmatoires ont montré que pour certains enfants le score du subtest Complètement d’images ferait davantage appel à l’aptitude compréhension – connaissances (Gc) plutôt qu’au traitement visuel (Gv).

4 Les tables pour les connaissances lexicales (VL : Vocabulaire + Raisonnement verbal), l’information générale (KO : Information + Compréhension), et la mémoire à long terme (LTM : Vocabulaire + Information) sont également disponibles auprès du premier auteur.

AUCUN CONFLIT D’INTERET