PM47z ANALYSE DES RBSTJLTATS DE 76t EhIFANTS eUEBEcors

R E V U EF B A N C O P H O N ED E L A
DEFICIENCE
NTELLECTUELLE
v o L U N 4 E3 . N U N , 4 E 810, 2 5 . 3 8
PM47z ANALYSE DES RBSTJLTATSDE 76t EhIFANTSeUEBEcors DE 6 a 11 ANS
SerbanIonescu,ColetteJourdan-Ionescu,
MichelAlain,Jacques
Rousseau
et JulioInostroza
L e s l 4 â t r i c e s P r o g r e s s i v e s C o t o f é e s d e R a v e n ( p l , l 4 zo u C p i l ) o n t f a i t t , o b j e t
de nqrùreuses recherches au cours des 25 dernières années. Après âvoir pâssé
en-revue les différents aspects étrjdiés dâns ces recherches, cet ârticle
présente tes données d'une recherche effectuée au euébec avec [e plrl4Z. Les
résuttsts de 768 garçons et fitles de 6 à l1 ans détrcntfent l,a sensibil.ité
génétiquedu test et confifmnt sa fidétité et sa vaLidité.
L'util.isation
du P[47 cm
instrurent de dépistage âu euéb€c est recmndée,
ainsi qu'une
confifmtion
des résultâts
âvec un âutre
instrftnt
d'évaLuation
inte( [ectue[ [e.
Iæs Matrices ProgressivesColorées, testconnu sous
le nom abrévié de PM47 et dont le code
international est CPM, a été créé par Raven, en
1947, pour l'évaluation des enfantsde 3 à l0 ans
et, notamment, pour la sélection des enfants, qui,
pour une raison ou une autre, ont un niveau mental
inférieur à la moyenne(Raven, 1977).
Dans un contexte caractérisé par des réactions de
prudence ou d'hostilité à l'égard des tests
d'intelligence, le PM47 a non seulement été
fréquemmentutilisé à deshns cliniques- notamment
dansle champ de la déficience intellectuelle - mais
a fait aussiI'objet de nombreusesrecherchesdont la
présentation sera faite, dans les paragraphessui-
S e r b a n l o n e s c u , P r o f e s s e u f d e p s y c h o l . o g i e c l .i n i q u e e t
pathol.ogique, Université de paris Vill
(Frânce) et Codirecteur
du Centre LJnivefsitaire de Consuttation en
P s y c h o L o g id
e e ( ' U n i v e r s i t é d u o u é b e cà T r o i s - R i v i è r e s , C . p .
500, Trois-Rivières
(Québec), Canâda, G9A 5HZ; Col.ette
Jourdan-lonescu, professeur âu Dépârtmnt de psychol.ogie,
U n i v e r s i t é d u Q u é b e cà T r o i s - R i v i è r e s , C a n a d a ;i l i c h e t A L a i n ,
Professeur âu Départment de psychoLogie, LJniversité du
Q u é b e cà T r o i s - R i v i è r e s , C â n a d a ;J a c q u e sR o u s s e a u ,p r o f e s s e u r
s u D é p a r t m n t d e P s y c h o t o g i e , U n i v e r s i t é d u e u é b e cà T r o i s R i v i è r e s , C a n â d a ;J u t i o I n o s t r o z â , p r o f e s s e u r â u D é p â r t m n r
de Sciences de ['Education, Université du euébec à Hul.t,
Canada.
JUIN 1992
vants, en fonction des aspectsabordésau cours des
vingf cinq dernièresannées.
1. Etudesqui montrent que le pM47 est un bon
instrumentpour le dépistageet l'évaluationdes
personnes présentant une défrcience mentale
(Schmidt, I 970; Miller, 1979: Gonzales-pintoet
al.,1981).
2. Recherchesconsacrées à la comparaison des
résultats de personnesdéfrcientes mentalesau
CPM avec ceux obtenus, par ces mêmes
personnes,à d'autresinstrumentsd' évaluation:
Stanford-Binet(Moran, 1972), Stanford-Binetet
Goodenough(Monederoet Sanz, 1974).
J.
Une rechercheoù I'administrationconjointe, à
des enfantséducablesprésentantune déficience
mentale et à des enfants sans déhcience (les
deux groupesétant appariéscomme âge mental)
du test de la baguetteet du cadre, du test des
hgures enchâsséeset du CPM montre cue la
performancedes enfantsdéficients témoigne
d'un style plus dépendantdu champ (Nesbit et
Chambers.1976).
+"
L'administrationdu CPM à desenfantsculturel-
25
lement désavantagés(Basu, 1982) montre que
ce test est valide et convenabledu point de vue
culturel ("culture fair").
5 . Les recherchesconsacréesà I'utilisation du CPM
dans le cadre d'une évaluation dynamique.
Plusieurs auteurs montrent que les procédés
caractéristiquesà une telle évaluationaméliorent
la performance au CPM (Bethge et al., 1982;
Dash et Rath, 1984). Une variante modifiée du
CPM a été utilisée, avec succès,pour évaluer
le potentiel d' apprentissaged' enfantsdéficients
mentaux éducables d'origine mexicaine
(Hausman, 1973) et d'adultes présentant un
handicap mental léger ou modéré (Friedle,
1986). L'étude comparative de deux groupes
d'élèves avec ou sans déficience
mentale, appariés quant à leur âge mental et à
leur performancelors de I'apprentissagede trois
règles de résolution de problèmes adaptésdes
Matrices de Raven met en évidence des
différences lorsqu'on leur demandait de
transférer et d'utiliser ces règles à de nouvelles
situations.
7. Etudesqui ont confirmé la fidélité et la validité
du CPM lorsqu'il est administréà des groupes
d'enfantsd'originesethniquesdifférentes. C'est
le casdesrecherches
de Carlsonet Jensen(1981)
incluantdesgroupesd'enfantsnoirs et d'origine
de Valencia(1984)qui étudie
latino-américaine,
desenfantsd'origine mexicaineet de la thèsede
doctorat de Gearhart (1984), réalisée avec des
enfantsamérindiensNavajo.
8. Depuis que Raven (1965) a décrit le CPM
comme un test "d'observationet de jugement
clair", plusieurschercheursont étudié, avecdes
résultats assez contradictoires, sa structure
factorielle (Corman et Budoff, 1974; Wiedi et
Carlson, 1976; Carlson et Jensen, 1980;
Schmidtkeet Schaller, 1980; Desai, 1980; Rost
et Gebert. 1980).
9. L'étude (Kirby et Das, 1978) des habiletéset
des processusimpliqués dans la résolution du
CPM et, notamment, des sous-échellesqui le
composent, révèle une relation entre la sous"raisonnementpar analogie" et I'habileté
échelle
spatiale.
6 . Recherchesdont I'objectif est I'obtention de
Prunetti (1985)
données normatives (l).
étudie dans cette perspertive 476 élèves
d'écoles publiques italiennes, âgés de 6 ans et
demi à 11 ans et demi. ConstatantI'absence,
aux Etats-Unis, de scores bruts nationaux,
Sigmon(1983)analyseles moyennescombinées
des scoresobtenusdansquatre étudesmajeures,
réaliséesantérieurementà Rochester(1955),StLouis (1958), New York (1967) et Riverside
(1974) sur un total de 4841 enfantsâgésde 6 à
12 ans. L'examen des résultatsobtenusamène
Sigmon à conclure que pour des populations
spécihques, les normes locales seraient
suoérieures.
1.
ao
Récsmnt, zhsng et gang (1989) ont pubtié les résuttats
des
d'une itrpressionnante étude de standardisation
l , l a t r i c e s P r o g r e s s i v e s S t a n d a r d ( P l ' 1 3 8 - S P l t ) ,r e n é e e n
p
€
r
s
o
n
n
e
s
âgées de 5 à 70 ans.
chine sur 5108
10. Des recherchesqui démontrent la possibilité
d'utiliser efficacement de nouveaux modes
la passation
d'administration du CPM:
automatisée(Ituights et a1., 1973), impliquant
un terminal ayant I'aspect d'un poste de
télévision ou I'administration d'une variante
informatiséedu CPM (Rock et Nolen, 1982).
Cette brève présentationdémontre f intérêt porté,
par de nombreux chercheurs,au PM47 ainsi que la
diversité des aspects étudiés. Dans les années
quatre-vingt, une équipe de recherche animée par
Ionescu a effectué une série de recherches sur
l'évaluation du potentiel d'apprentissageà I'aide
d'une épreuvede constructionsavec cubes(Ionescu
er al., 1986; Ionescuet al., 1986-1987). Un des
objectifs visés était l'étude des aspects
développementaux du potentiel d'apprentissage.
Dans ces recherches,le développementintellectuel
de tous les enfantsa été évalué avec le PM41. l-e
REVUE FRANCOPHONEOE LA DÉFICIENCEINTELLECTUELLE
présent article est consacré à la présentationdes
donnéesobtenuesà cetteoccasionet restées,jusqu'à
présent,inédites. I-eur publicationdans la Revue
francophonede la déficience intellectuel/esejustifie
par I'importance du fonctionnement intellectuel
signihcativementinférieur à la moyenneen tant que
critère diagnosticde la déficience mentale(Ionescu,
1987).
Tableau I
Dispersion d'âge admise comme
critère de choix des enfants
GROI'PE
Notons de plus que, jusqu'à présent,on disposait
seulementde résultats québécoispour le pM3g,
étudié par Voyer (1970, l97l) sur plus de 2000
enfantsde 9 à 13 ans.
D'AGE
Iæs donnéesont été recueillies sur 768 garçons et
filles (les deux sexesétant égalementreprésentés)
de 6 à I 1 ans au Québec. Pour composerchacun
des six groupesd'âge (comprenant128 enfants)on
a choisi dans les écoles, les enfants en fonction de
leur date d'anniversaire (tableau l). tâ situation
scolairede tous ces enfantsest normale (les enfants
redoublant ou ayant des problèmes ont été
éliminés).
*
[,a recherche s'est déroulée dans deux régions du
Québec,I'Outaouaiset la Mauricie(2).
On a utilisé la forme cahier des Matrices
Progressives Colorées de Raven. Le test est
composéd'un cahierqui comprend36 itemsrépartis
en trois setsde 12, nommésset A, setAB et setB.
Chaquepage représenteun dessin qui a une partie
manquante, le sujet devant choisir parmi les six
morceaux qui sont en bas de la page celui qui
complètele dessin.
Ia passationindividuelle s'est faite en temps libre,
maischronométrée. Les consignesutilisées sont
celles du Manuel PM47-C (lgli).
læs cinq
premiers items (Al à A5) font I'obiet d'un
entraînementsi nécessaire
jusqu'à ce qu'ils soient
réussis. De plus, la nature non verbale des
consignesétântimportante, lesexpérimentateursont
J U t N1 9 9 2
ADIIISE
6 ans
5 ans 11 mois
6 ans 1 mois
-
7 ans
5 ans L1 mois
7 ans 1 mois
-
I
ans
7 ans 10 mois
8 ans 2 moie
-
9 ans
I ans LO mois
9 ans 2 moie
-
10 ans
9 ans 10 mois
10 ans 2 moie
11 ans
1O ans 10 moie 1.1 ans 2 mois
METHODOLOGIE
Pooulation
DISPERSIOII
L'écart adnis â été fixé en fonction de !a vitesse du
développsrent de [,enf ânt (1 rcis à 6 et Z ans; Z rcis
de8à11âns) .
tous été formés pour faire les mêmesgestes.
RESTJ'LTATS
læs moyennesd'âge des enfantssont donnéesdans
le tableau2 et I'analysede variance (selonle groupe
d'âgeet le sexe)montrequ'il n'y a pasde différence
entre les âgesdes frlles et les âges des garçons
1 P : 9 , Q 2 0 ;n . s . ) .
2-
llous tenons à rmrcier
pour teur accuei I et Ieur
cotIaboration
Ies écoIes pârticipantes:
E u c ti d e
Lanthier, Lircge, llotre-Dare, St-litâlard, St-pauL, er
Vieux verger (Aytrrer-Outaouais); Bois-Joti,
Carjinal.
R o y , C u r é C h a n b e r l . a n d J, a c q u e s - B u t e u x , p e t i t s C h a n t e u r s ,
ste-Câtherine, St-Dminique, St-François drAssise, StPauL, St-Pie X, Ste-Thérèse, Beâu SoLeil, liotre-Dare,
S t - E t i e n n e - d e s - c r è s , S t - i l i c h e L - d e s - F o r g e s ,S t . t h m s d e - C a x t o n( T r o i s - R i v i è r e s e t I e s e n v i r o n s ) .
Tableau 2
Moyenne d'âge des groupes
CROI'PE D'AOE
ECÀn'T ITPE
I,IOYENNII
(Age
eû
noiE)
5 ana
71,50
o,05
7 ans
83,43
o ,o s
8 ane
95,s2
0,10
9 ans
107, 50
o,10
10 ans
119,53
o, 12
11 ans
1 3 1, 4 8
0, 10
Tableau 3
Table des centiles calculés d'après les scorestotaux des 768 enfants
AGES
RTELS
6
ÀNS
7 ÀIits
8 ÀIits
9 Àlls
10 Àr'Is
11 AtrS
CEIf,TILES
95
Z J
90
zz
75
20
50
77
30
23
JU
33
34
35
zt
32
33
J{
27
z>
31
32
24
26
29
30
25
I7
27
z5
zo
27
10
a5
18
20
z5
z)
13
L7
19
21
ZJ
5
\2
REVUEFRANCOPHONE
DE LA DÉFICIENCE
INTELLECTUELLE
Tableau 4
scoRE TOlÀr
Composition du score normal
SCORE
TOTÀI,
SET À
10
SET AB
SET B
7
11
o
12
7
1
13
J
4
3
15
ô
16
d
5
3
L7
8
5
4
SET
ÀB
SET
11
11
10
JJ
11
11
11
34
11
I2
11
35
I2
L2
1t
B
Iæ tableau3 donneles résultatsdes 76g enfantspar
âge en centilescalculés d'après les scorestotaux
obtenus. [a composition du score normal est
présentéedansle tableau4.
J
1 a
Pour connaître la distribution du score total au
CPM selonl'âge, on peut consulterle tableau5 oui
permetde savoirquel est le nombred'enfantsde 6
à I I ans ayant obtenu chacun des scorestotraux.
5
19
I
o
5
20
8
7
5
2T
9
7
5
9
7
6
z5
9
d
24
Lo
I
6
25
10
8
7
zô
10
7
Lo
8
28
10
10
I
29
10
10
9
30
1L
10
9
J A
10
11
10
J U I N1 9 9 2
A
2
J
7
SET
Iæ tableau 6 donne le nombre de réussites pour
chaque item (le nombre maximum de réussites
possiblespar item étantde 76g, soit le nombretotal
de garçonset de filles). L'ordre de difficulté des
itemsestprésentédansle tableau7. Cetordrea été
calculéd'après le nombrede réussitespar item.
l-es scoresmoyens (ainsi que les écarts types et les
dispersions
desscorestotaux)par âgesoniprésentés
dans le tableau 8. L'analyse de variance one_way
q3l_ â9" montre que chaque groupe d'âge se
différencie de manière significativè des àutres
groupesd'âges(F:t75,73; p < ,0001).
Iæ tempsn'était paslimité maisa été enregistréet,
commeon peut le voir dansle tableau9, les temps
totauxpar âge ne mettentpas en évidencede grand
écarts. En effet, la moyennedes temps varie-de Z
minuteset7,48 secondes
à ll ans à 9 minuteset
7,76 secondesà 7 ans. Il n'y a pas de différence
entre les groupes6, i, 8 et 9 ans. par contre, les
groupes10 et 1I ans sont différents, les enfanrs
Tableau 5
Distribution du score total en
fonction de l'âge des sujets
SCORE
IOTAL
6 AÙS
7 ANS
10
1
11
1
8 ÀlIS
9 ÀNS
10 ÀNS
11 Arrs
I2
2
T
14
5
1
If,
74
o
IO
L2
9
!7
15
11
18
9
19
20
IJ
b
o
J
11
9
7
J
].'t
I4
r2
o
9
9
Z J
1
2A
1
ZY
L
30
3
1
5
2
I
f,
11
10
5
5
11
18
9
5
6
4
zo
30
9
1 1
zz
25
1
7
T7
f,
11
o
10
10
9
6
6
!2
10
l-
11
10
L4
I2
1
5
I7
ë
REVUE FRANCOPHONEDE LA DÉFICIENCEINTELLECTUELLE
7 ÀNS
8 Àxs
9 ÀNS
10 ÀNS
11 ÀNS
JI
4
3
I
I2
14
32
L
1
5
21
JJ
1
5
10
t3
3
12
L2
SCORE
TOTAL
6 À.I{S
Jtr
5
I
36
l-
Tableau 6
Nombre de réussites à chaque item
SET A
Iten
1
SET AB
Nonbre de
réussites
fteD
SET
t{onbre de
réuseites
IteE
B
Nonbre de
réueeites
1
751
/ od
5
125
o t 4
4
/oé
4
604
640
5
/oo
l
aéz
5
f,Jl
6
744
542
6
4'14
7
ou5
573
7
27r
I
a t z
8
JY5
d
254
9
563
J
440
9
293
1 ô
548
l0
445
10
362
L1
219
11
JYf,
11
2sa
t2
1s9
72
L74
I2
702
/ô6
L
764
/ oô
*
Les items A1 à A5 ont tous été. en cas d'échec, l.'objet d'un entraînænt,
ceci en apptication des consignes du Manueldes
(1977). tes enfânts ont donc tous réussi finaLefiEnt ces 5 items.
Standârd Progressives llatrices
J U I N1 9 9 2
31
Tableau 7
Ordre de diffïculté des items
RÀI'IG
ITEI,I
RAIIG
ITEM
RÀNG
B4
za
13
I
A1, È2,
A4,
A3,
4
26
14
A3
D
lf,
À84
IO
AB5
L7
AB7
ITEI'I
À89
-l
AB8
J
À81]-
810
zé
B9
o
B1
18
A8
30
7
AB1
1 A
A9
J I
8
A6
20
A10
JZ
9
AB3
2t
AB6
33
All
22
b5
34
AB12
ZJ
B6
Jf,
ALZ
24
À810
36
B).2
10
11
D '
]
"''
"'''
",, ^",
]
r2
bJ
Tableau E
Scores moyens par âge
ÀeEs
6
ÀIils
MOYENlrE
ECART
TIPE
DISPERSIOTf
3,51
L!-Z>
7 AIIS
I
20,92
2 4, 2
4r72
ÀNS
4,09
IJ-5J
9 A,ilS
26,47
10 ÀNS
11 Al{S
2 8 . 73
30,01
4, 19
Ië-J
f,
3, 5 7
Ië-5O
18-36
REVUEFRANcoPHoNEDE LA oÉFIcIENCEINTELLECTUELLE
Tableau 9
Temps moyen par âge *
ÀGES
*
IIOYENITE
ECART
TYPE
DISPERSTON
6 ans
5 4 1 ,3 8
7 ans
547,76
L6,62
30s-1324
8 ans
5 2 1, 4 A
1 t
302-111s
9 ans
s10,28
11,69
303-1269
? r
10 ans
4 7 2, 7 7
8, 88
28A-A25
11 ans
427,48
4,64
z to-
I>>
En secondes
Iableau l0
Corrélations entre les scores et le temps total au Raven
lEr,lPs
J U I N1 9 9 2
Score
Set
Score
Set ÀB
Score
Set
Score
total
TOlÀt
A
B
If,
étant significativement plus rapides.
Iæs dispersions mettent en évidence le fait qu'il
existedes enfantsrapidesdès l'âge de 6 ans (303
secondespar rapport à 276 à I I ans) et qu'avec
l'âge la dispersiondes tempsdevientmoinsgrande.
tæs corrélations entre, d'une part, les scores aux
trois setsd'items et le score total et, d'autre part, le
temps total mis au PM47 (tableau l0) sont toutes
négativeset signihcativesà p ( ,001. Ceci met en
évidencele fait que les meilleurs scoressontassociés
à des tempscourts.
Fidélité du test
læs indices de fidélité des trois sets du test. ainsi
que pour I'ensembledes items (items 1 à 5 exclus)
ont été calculés par le coefficient de fidélité alpha
de Cronbach,équivalentdu coefficient de fidélité de
Kuder-Richardson(voir tableauI 1).
Cet indice de frdélité est comparableà celui obtenu
par Elley et MacArthur (1962)sur 271 enfantsde 7e
année(par le coefficient de Kuder-Richardson).
Tableau 11
normalisationde Kaiser, nous a donné sept facteurs
principaux. Pour rendre comparablenotre analyse
factorielle à celle effectuée par Corman et Budoff
(1974), nousavonscherchéquelle était la répartition
des items sur trois facteurs. Corman et Budoff ont
obtenu quatre facteurs, mais le quatrième facteur
regroupait les items A1 à A6. Rappelonsque les
consignes que nous avons appliquées (Manuel
PM47-C,1977)rendentlescinq premiersitemssans
variance puisque tous réussis, spontanémentou
aprèsentraînement. Donc, ce quatrièmefacteura
été éliminé de notre analyse factorielle. Dans le
tableau12, nous avonsentouréles items communs
aux facteursdistinguéspar Corman et Budoff et aux
trois principaux facteurs que nous avons obtenus.
Cette analysemontre que nous avons retrouvé des
facteurscomparablesà ceux obtenuspar Corman et
Budoff, facteursqu'ils avaientnommés "continuité
et reconstructionde structuressimpleset complexes"
(facteur 1), "raisonnement par analogie"
(correspondantau deuxième facteur que nous avons
mis en évidence) et "Pattern d'achèvement
discontinu"(troisièmefacteur). Ceci montreque Ia
compositionfactorielle miseen évidencepar Corman
et Budoff estconfirméepar notre étudeet qu'elleest
invariante des conditions de passation du PM47
(conditions de groupe pour Corman et Budoff;
passation individuelle dans le cas de la présente
recherche).
Coefficients de fidélité
Validité
sET À
,56
sET AB
,75
SET B
,77
ENSEMBLE
,87
Analyse factorielle
L'analyse
J4
factorielle, après rotation avec la
Les moyennesdes notes scolaires des enfants en
français et en mathématiquesont été relevéesainsi
que la moyennede la classepour chacunede ces
deux matières. Exception faite toutefois desenfants
de six ans (alors en maternelle) pour lesquelsnous
n'avonspas pu releverles notes scolairespuisqu'il
n'y en a pas en maternelle.
lrs chi-carrés effectuésentre les notes scolaireset
les résultatsau Ravenmontrentque les enfantsayant
un bon résultatau Ravenont ausside bonnesnotes
scolaires et inversement(avec la note en franÇais
REVUE FRANCOPHONEDE LA DÊFICIENCEINTELLECTUELLE
Tableau 12
x2:73,68 à 5 degrésde liberté, p < ,0001et avec
la noteen mathématiques
x2=64,92 à 5 degrésde
liberté, p < ,0001).
Résultats de I'analyse factorielle
CONCLUSION
ITEU
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I
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2
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AB11
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B1
B2
B3
B4
B5
Une évaluationorientativede type "screening", très
facile en raison des caractéristiquesdu PM47 et de
son mode d'administration, devra être confrrméeen
utilisant d'autres instruments d'évaluation du
développementintellectuel.
x
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B8
B9
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B12
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Facteurs
de Corman et de Budoff
J U I N1 9 9 2
Facteur
1
Facteur
J
tæs résultats obtenus dans le présent article
démontrentla sensibilitégénétique du PM47, sa
bonne fidélité et validité.
Ils confirment les
donnéesde Corman et Budoff (1974) sur la structure
factorielle du PM47.
Comme les données
normativesn'ont pas été obtenuesà partir d'un
échantillon représentatif de la population
québécoise, leur utilisation doit être prudente.
Toutefois, comme Sigmon (1983) le souligne,les
données locales sont préférables à des normes
provenantd'un pays étranger.
Facteur
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