Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) Article original. J. Grégoire a, *, C. Wierzbicki b

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1 Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) Article original Analyse de la dispersion des indices du WISC-IV en utilisant l écart significatif par rapport à la moyenne des quatre indices Analysis of the WISC-IV Index score scatter using the significant deviation from the average of the four Index scores J. Grégoire a, *, C. Wierzbicki b a Faculté de psychologie et des sciences de l éducation, unité de psychologie de l éducation et du développement, université catholique de Louvain, place du Cardinal-Mercier, 10, 1348 Louvain-la-Neuve, Belgique b Service recherche et développement des ECPA, unité de développement du WISC-IV, Paris, France Reçu le 23 août 2005 ; accepté le 14 mai Résumé La suppression dans le WISC-IV du calcul traditionnel des QI verbal et de performance et leur remplacement par le calcul de quatre indices implique une modification importante des habitudes des praticiens. L analyse de la dispersion des résultats doit être envisagée d une nouvelle manière. Dans cet article, nous défendons l usage de la moyenne des quatre indices (indice moyen) comme ligne de base pour analyser la variabilité des indices et pour identifier les forces et les faiblesses au sein du profil des résultats. La formule de Davis a été utilisée pour calculer des valeurs de référence qui permettent d identifier les indices qui s écartent significativement de cette ligne de base. Cette méthode a été appliquée à l échantillon d étalonnage de la version française du WISC-IV. Elle a permis de mettre en évidence une dispersion relativement importante des indices autour de la ligne de base définie par l indice moyen. Plus de 60 % sujets de l échantillon d étalonnage présentent un ou plusieurs indices s écartant significativement de leur ligne de base. Cette variabilité des indices est indépendante du sexe, de l âge et du niveau de QI Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés. Abstract The discontinuation of traditional Verbal and Performance IQs in the WISC-IV and their replacement by four Indices lead to important modifications in practitioners habits. The scatter analysis of the composite scores should be now considered in another way. In this paper, we advocate the use of the average index score as a baseline to analyze the Index score variability and to identify strengths and weaknesses in the profile of the Index scores. Davis s formula was used to compute reference values that can be used to highlight the Index scores significantly moving away from the average index score. The method was used for analyzing the Index score scatter in the standardization sample of the French adaptation of the WISC-IV. A rather important dispersion of the Index scores around the average index score was observed. More than 60% of the standardization sample showed at least one Index scores significantly moving away from the average index score. This variability was unrelated to gender, age and IQ level Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés. Mots clés : WISC-IV ; Indice ; Dispersion intelligence Keywords: WISC-IV; Index; Scatter; Intelligence * Auteur correspondant. Adresse jacques.gregoire@psp.ucl.ac.be (J. Grégoire) /$ - see front matter 2007 Elsevier Masson SAS. Tous droits réservés. doi: /j.erap

2 102 J. Grégoire, C. Wierzbicki / Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) Introduction La possibilité de calculer des indices a été introduite avec le WISC-III comme une alternative aux traditionnels QI verbal et de performance (Wechsler, 1996). Trois indices pouvaient alors être calculés : compréhension verbale (ICV) ; organisation perceptive (IOP) ; vitesse de traitement (IVT). Cette option est également proposée dans la WAIS-III (Wechsler, 2000) où l indice de mémoire de travail (IMT) vient compléter les trois indices déjà présents dans le WISC- III. Avec le WISC-IV (Wechsler, 2005), les indices ne sont plus optionnels, mais remplacent les QI verbal et de performance dont le calcul disparaît des protocoles. Par ailleurs, l indice d organisation perceptive est remplacé par l indice de raisonnement perceptif (IRP) dont la composition diffère sensiblement. Les quatre indices et les quinze subtests du WISC-IV figurent dans le Tableau 1. Cinq subtests nouveaux ont été créés et les autres subtests, repris du WISC-III, ont été modifiés (actualisation des items et des procédures d administration). Dix subtests et les quatre indices sont nécessaires au calcul du QI total (QIT). Basés sur les résultats d analyses factorielles, les indices représentent des mesures plus homogènes que les traditionnels QI. Pourtant, en dépit de leur validité et de leur intérêt clinique potentiel, les praticiens ne semblent avoir guère utilisé les indices du WISC-III et de la WAIS-III et, dès lors, peu de recherches ont été publiées à leur propos. Les praticiens se trouvent ainsi démunis face à l interprétation des indices du WISC-IV. La traditionnelle comparaison du QI verbal et du QI de performance n est plus de mise et une nouvelle procédure d interprétation des indices doit être mise en place. Comment faut-il aborder ces indices et analyser leur dispersion? C est à cette question qu est consacré le présent article. Interpréter les quatre indices consiste essentiellement à interpréter leurs différences. Cela implique de comparer six différences : ICV/IRP, ICV/IMT, ICV/IVT, IRP/IMT, IRP/ IVT, et IMT/IVT. Pour aider le praticien à interpréter correctement ces différences, le manuel d administration et de cotation du WISC-IV fournit des tableaux mentionnant les différences entre paires d indices requises pour être considérées comme significatives aux seuils de 0,15 et 0,05. Ces valeurs critiques sont indispensables car elles tiennent compte des inévitables erreurs de mesures qui affectent les indices et, ipso facto, leurs différences. Ces valeurs spécifient la limite à partir de laquelle les différences observées sont considérées comme reflétant une différence réelle entre deux composantes de l intelligence, avec un risque de se tromper réduit à 15 ou 5 %. Si, par exemple, la différence observée entre l ICV et l IRP d un adolescent de 14 ans est de 16 points, cette différence reflète vraisemblablement une différence réelle entre les deux capacités mesurées puisqu elle est supérieure à la valeur critique de 15,11 points renseignée dans le manuel (Wechsler, 2005). Comme cette valeur critique correspond au seuil statistique de 0,05, il y a malgré tout un risque de se tromper dans 5 % des cas. Bien que l utilisation du seuil de 0,05 soit prudente, celui-ci ne prend pas en compte le fait que l analyse du profil des indices est un cas d inférences statistiques simultanées, semblable à l analyse du profil des notes standard (Silverstein, 1982). Le risque d erreur lors de comparaisons simultanées est en effet supérieur à celui existant lors d une comparaison unique. Ce risque d erreur croît en fonction du nombre de comparaisons simultanées. Il s agit d un phénomène bien connu dans le cas de l analyse de la variance où plusieurs moyennes sont comparées simultanément. Dans ce cas, il est recommandé de contrôler le taux d erreur pour l ensemble des comparaisons réalisées. La procédure de contrôle la plus courante est celle de Bonferroni (Howell, 1998) qui devrait également être utilisée dans le cadre de l analyse de la dispersion des indices. La procédure de Bonferroni «représente un moyen de contrôler que le taux d erreur probable n est pas supérieur à, par exemple, 0,05 ou 0,01. Dans cette perspective, chaque comparaison est faite non pas en fonction de la valeur correspondant au seuil de 0,05 ou 0,01, mais de celle correspondant au seuil de 0,05/k ou 0,01/k, k étant égal au nombre de comparaisons impliquées» (Silverstein, 1982). Lorsqu on analyse le profil des indices du WISC- IV, k est égal à six. Toutefois, le praticien ne réalise pas nécessairement l ensemble des six comparaisons possibles. Il peut lui arriver de ne réaliser qu une seule comparaison sur la base d une hypothèse formulée a priori. Par exemple, il peut s attendre à ce qu un enfant souffrant de trouble de la lecture présente un ICV significativement inférieur à son IRP et, par consé- Tableau 1 Description des indices du WISC-IV Indices Abréviations Subtests principaux Subtests supplémentaires Indice de compréhension verbale ICV Similitudes Information Vocabulaire Raisonnement verbal* Compréhension Indice de raisonnement IRP Cubes Complètement d'images Perceptif Identification de concepts* Matrices* Indice de mémoire de travail IMT Mémoire des chiffres Arithmétique Séquences lettres chiffres* Indice de vitesse de traitement IVT Code Barrage* Symboles * Nouveaux subtests.

3 J. Grégoire, C. Wierzbicki / Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) quent, ne s intéresser qu à cette seule comparaison. Dans ce cas, la correction de Bonferroni n est pas nécessaire. Mais ce n est généralement pas la démarche suivie par les praticiens qui, au contraire, comparent tous les indices entre eux à la recherche de différences significatives. La correction de Bonferroni est alors indispensable. Dans ce dernier cas, l interprétation simultanée de six paires d indices se révèle une procédure complexe. Une procédure plus simple pour analyser le profil des indices consiste à calculer la différence entre chaque indice et un indice moyen (M) correspondant à la moyenne des quatre indices prise comme ligne de base. Davis (1959) a proposé une formule qui tient compte des erreurs types de la moyenne et des indices lorsqu on utilise cette procédure d analyse de la dispersion. La formule de Davis permet de calculer aisément la différence requise entre la moyenne des indices et un Indice particulier en fonction d un seuil de signification statistique souhaité. Dans le présent article, cette méthode d analyse de la dispersion des indices a été appliquée aux données d étalonnage de la version française de l échelle d intelligence de Wechsler pour enfants quatrième édition (WISC-IV). L analyse de la dispersion des indices a été réalisée sur la totalité de l échantillon et sur des sous-échantillons définis selon le sexe, l âge et le niveau de QI. Une étude antérieure (Grégoire, 2005) réalisée avec la même méthode sur les données d étalonnage de la version française de l échelle d intelligence de Wechsler pour adultes troisième édition (WAIS-III) a mis en évidence une importante variabilité des indices chez des adultes toutvenant. Dans la présente étude, nous nous attendons donc à observer une grande variabilité des indices chez des enfants et des adolescents tout-venant. 2. Méthode 2.1. Échantillon Les analyses ont été réalisées à partir des données de l échantillon d étalonnage de l adaptation française du WISC- IV. Ces données ont été recueillies durant l année 2004 sur un échantillon de 1103 sujets répartis en 11 groupes d âge de 6 à 16 ans 11 mois. L âge médian de chaque groupe se situe autour du demi-âge plus ou moins six semaines. Cet échantillon représentatif de la population française a été établi en se référant aux résultats du recensement général de la population réalisé en 1999 par l Institut national de la statistique et des études économiques (INSEE). Quatre critères de stratification ont été utilisés : l âge, le sexe, la profession et catégorie socioprofessionnelle des parents et la densité démographique de la commune de résidence Procédure Pour chaque sujet, un indice moyen a été calculé, ainsi que la différence absolue de celui-ci avec chaque indice particulier. Chaque différence absolue a ensuite été comparée à l erreur type de mesure de la différence entre l indice correspondant et l indice moyen. L erreur type de mesure de la différence a été déterminée pour chacune des quatre différences en utilisant la formule suivante proposée par Davis (1959) : sffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffiffi ET 2 mt ET mðt=n X i Þ ¼ n 2 þ n 2 ET 2 mx n i n : nombre d indices. T/n : indice moyen. ET 2 mx i : carré de l erreur type de mesure de chacun des indices. ET 2 mt : somme des carrés des erreurs types de mesure des n indices. Chaque ET mðt=n X i Þ a été multiplié par la valeur appropriée de z correspondant au seuil de significativité de 0,05 en appliquant la correction de Bonferroni pour comparaisons multiples. Comme quatre comparaisons sont impliquées dans l analyse de la dispersion des indices, le seuil de significativité 0,05/4 : 0,0125 a été utilisé. Le pourcentage de sujets présentant un indice significativement différent de l indice moyen a été calculé pour l échantillon total, par groupe d âge et par niveau de QI. Les groupes d âge utilisés pour cette analyse sont les onze groupes décrits dans la section consacrée à l échantillon. Les groupes de niveau de QI ont été déterminés en utilisant l écart-type théorique de la distribution des indices, lequel est égal à 15. Six groupes de niveau de QI ont ainsi été déterminés : (1) < 70 ; (2) 70 et < 85 ; (3) 85 et < 100 ; (4) 100 et < 115 ; (5) 115 et < 130 ; (6) Résultats et discussion Le Tableau 2 présente la moyenne, l écart-type et l erreur type de mesure de chacun des quatre indices. Les quatre moyennes et les quatre écarts types sont très proches des Tableau 2 Moyenne, écart-type et erreur type de mesure des quatre indices Indice Moyenne ET ETM ETM Seuil de 0,05 de la différence Compréhension verbale 99,96 15,64 4,98 4,43 11,07 Raisonnement perceptif 100,01 14,98 5,24 4,57 11,44 Mémoire de travail 100,02 15,05 5,17 4,53 11,34 Vitesse de traitement 99,98 15,02 6,01 5,03 12,56 Indice moyen (M) 99,98 10,94 Note : le seuil de signification de.05 tient compte de la correction de Bonferroni pour comparaisons multiples.

4 104 J. Grégoire, C. Wierzbicki / Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) valeurs théoriques qui sont, respectivement, 100 et 15. De leur côté, les erreurs types de mesure varient de manière plus sensible car les indices n ont pas le même degré de fidélité. L indice le plus fidèle est compréhension verbale (ICV), alors que le moins fidèle est vitesse de traitement (IVT). Ces différences de fidélité se traduisent par des erreurs de mesure plus ou moins importantes. Le Tableau 2 présente également l erreur type de la différence (ET mðt=n X i Þ) entre chaque indice et la moyenne des quatre indices, ainsi que la taille de la différence requise pour être statistiquement significative au seuil de 0,05. Cette dernière valeur varie en fonction de l erreur type de mesure de l indice correspondant. La moyenne des indices moyens est égale à 99,98. Leur écart-type est 10,94. Alors que cette moyenne est proche de 100, l écart-type est nettement inférieur à 15 du fait de la corrélation imparfaite entre les indices. Le Tableau 3 présente le pourcentage cumulé, ainsi que la moyenne, l écart-type et les valeurs minimales et maximales, de la différence absolue entre chaque indice et l indice moyen (M). Les moyennes des différences sont toutes assez importantes, allant de 7,56 ( IRP M ) à 9,08 ( IVT M ). Quant à l étendue des différences, elle est impressionnante car certains sujets présentent des différences dépassant 40 points. La plus grande différence est observée entre l indice moyen et l indice mémoire de travail (45,5 points!). On peut constater qu une différence significative entre, au moins, un indice et la moyenne des indices est relativement banale chez les sujets tout-venant de l échantillon d étalonnage du WISC-IV. Vingt-cinq pour cent des sujets présentent une différence absolue entre leur indice moyen et : l indice de compréhension verbale supérieur ou égal à 11 points ; l indice de raisonnement perceptif supérieur ou égal à 11 points ; l indice de mémoire de travail supérieur ou égal à 11,5 points ; Tableau 3 Pourcentage cumulé, moyenne, écart-type, minimum et maximum de la différence absolue entre chaque Indice et l Indice moyen (M) Différence absolue Pourcentage cumulé ICV M IRP M IMT M IVT M 50 6,75 6,50 7,25 7, ,25 7,25 8,00 8, ,00 8,50 8,75 9, ,75 9,25 9,50 10, ,75 10,00 10,25 12, ,00 11,00 11,50 13, ,25 12,50 13,00 14, ,25 14,00 14,75 16, ,75 16,00 17,25 19, ,25 18,50 20,25 23, ,25 21,75 25,50 27, ,75 24,75 27,50 29,00 Moyenne 7,73 7,56 8,21 9,08 ET 5,94 5,73 6,32 7,02 Minimum 0,00 0,00 0,00 0,00 Maximum 40,50 30,25 45,50 39,25 l indice de vitesse de traitement supérieur ou égal à 13,5 points. Le pourcentage de sujets présentant une différence statistiquement significative entre un indice et l indice moyen est mentionné dans le Tableau 4. Ce pourcentage est relativement élevé pour les quatre indices, étant toujours supérieur à 23 %. Le pourcentage le plus élevé est observé dans le cas de l indice vitesse de traitement où il est proche de 30 %. Le pourcentage de sujets présentant un indice significativement différent de leur indice moyen a été calculé pour chaque indice selon le sexe, le groupe d âge et le niveau de QI. Un test χ 2 a ensuite été appliqué afin de vérifier si ce pourcentage différait significativement en fonction de ces trois variables. Le χ 2 et le seuil de significativité correspondant (p) sont renseignés dans le Tableau 5. À la lecture de ce tableau, on peut constater que la fréquence des différences significatives entre un des indices et l indice moyen est indépendante du sexe, de l âge et du niveau de QI. Par conséquent, les fréquences calculées pour l ensemble de l échantillon d étalonnage peuvent être utilisées comme références pour tous les sujets, quels que soient leur sexe, leur âge ou leur QI. Nous avons vérifié si le nombre d indice s écartant significativement de l indice moyen variait en fonction du sexe, de l âge et du QI. À cette fin, nous avons appliqué un test χ 2 à chacun des tableaux de fréquences croisant le nombre d indices et, respectivement, le sexe, le groupe d âge et le niveau de QI. Aucune différence significative du nombre d indices s écartant significativement des indices moyens n est observée selon le Tableau 4 Pourcentage de sujets de l échantillon d étalonnage présentant une différence absolue statistiquement significative entre chacun des indices et l Indice moyen Différence Total Garçons Filles ICV M 11,07 23,6 22,7 24,4 IRP M 11,44 23,4 22,2 24,6 IMT M 11,34 25,1 23,8 26,4 IVT M 12,56 27,8 25,8 29,9 Tableau 5 Comparaison (testχ 2 ) du pourcentage de sujets présentant une différence statistiquement significative en fonction du sexe, du groupe d âge et du niveau de QI χ 2 dl p ICV M 11,07 Sexe 0, ,52 Groupe d'âge 7, ,72 Niveau de QI 2, ,76 IRP M 11,44 Sexe 0, ,35 Groupe d'âge 7, ,72 Niveau de QI 1, ,92 IMT M 11,34 Sexe 0, ,32 Groupe d'âge 11, ,33 Niveau de QI 5,72 5 0,33 IVT M 12,56 Sexe 2, ,13 Groupe d'âge 9, ,48 Niveau de QI 1, ,94

5 J. Grégoire, C. Wierzbicki / Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) Tableau 6 Pourcentage et pourcentage cumulé de sujets présentant un ou plusieurs indice (s) significativement différent de leur indice moyen Nombre d'indices Pourcentage Pourcentage cumulé 4 1,1 1,1 3 3,6 4,7 2 29,0 33,7 1 26,7 60,4 0 39,6 100 Tableau 7 Valeur critique au seuil de 0,05 d une différence entre un indice à l indice moyen, sans correction de Bonferroni Indice Bilatéral Unilatéral Compréhension verbale 8,68 7,26 Raisonnement perceptif 8,97 7,50 Mémoire de travail 8,89 7,44 Vitesse de traitement 9,85 8,24 sexe (χ 2 (4) = 4,187, p = 0,381), selon le groupe d âge (χ 2 (40) = 48,513, p = 0,167) et selon le niveau de QI (χ 2 (20) = 17,672, p = 0,609). Ce constat peut surprendre car il va à l encontre de l hypothèse de la différentiation des aptitudes avec l âge (Garrett, 1946) qui affirme que le facteur g jouerait un rôle décroissant au cours de la maturation et qu inversement, les facteurs de groupe détermineraient une part de plus en plus importante de la variance des performances intellectuelles. Cette hypothèse reste toutefois très discutée et de nombreux auteurs la mettent en question, considérant que la structure de base de l intelligence humaine reste stable tout au long de l existence (p.e., Juan-Espinosa et al., 2002). De même, l absence de différence de variabilité des indices en fonction des niveaux de QI met en question la loi du rendement décroissant proposée par Spearman (1927). Cette loi prévoit que plus le niveau d intelligence s élève moins les différences seraient dues au facteur g et plus elles seraient dues aux facteurs de groupe. Sur la base de cette loi, nous aurons pu nous attendre à observer une variabilité grandissante des indices au fur et à mesure de l élévation des QI. Au contraire, nous observons une variabilité des indices très similaire dans les différents niveaux de QI. Ces observations sont particulièrement intéressantes, mais leur analyse approfondie dépasse de loin l objectif du présent article et mériterait une étude spécifique. Nous avons malgré tout examiné plus en détail les cellules des tableaux croisés (nombre d indices déviants x groupes d âge ; nombre d indices déviants x niveaux de QI). Pour chacun des tableaux, nous observons que les contributions des différentes cellules au coefficient de contingence sont très semblables au travers des groupes d âge et des niveaux de QI. Les valeurs des χ 2 reflètent donc bien une variabilité des indices très similaires entre tous les groupes d âge et entre tous les niveaux de QI (Tableau 6). Le Tableau 2 mentionne la taille de la différence entre chaque indice et la moyenne des quatre indices nécessaire pour atteindre le seuil de signification de 0,05. Ces valeurs prennent en compte la correction de Bonferroni car, en général, le praticien qui analyse le profil des indices interprète simultanément les quatre différences. Lorsque le praticien ne s intéresse qu à la différence entre un seul indice et l indice moyen sur la base d une hypothèse formulée a priori, la correction de Bonferroni n est pas toutefois pas nécessaire. Il devrait alors utiliser l erreur type de mesure de la différence entre l indice en question et la moyenne des indices (voir Tableau 2) multipliée par la valeur de z égale à 1,96. Les valeurs de référence sans la correction de Bonferroni sont présentées dans le Tableau 7. Ces valeurs correspondent au niveau de signification de 0,05 requis pour une comparaison bilatérale. Cette situation se présente lorsque le praticien vérifie si un indice est significativement inférieur ou supérieur à l indice moyen. Toutefois, l hypothèse testée peut être unilatérale. Par exemple, le praticien peut s attendre à ce qu un indice donné soit significativement inférieur à la moyenne des indices. Dans ce cas, l erreur type de mesure de la différence entre l indice et l indice moyen doit être multipliée par la valeur de z égale à 1,64 (Howell, 1998). Les valeurs critiques correspondant au seuil de signification unilatéral de 0,05 sont également renseignées dans le Tableau 7. Ainsi, si on étudie la différence entre ICV et M, dans le cas bilatéral (ICV supérieur ou inférieur à M), la valeur critique lue dans le Tableau 7 sera 8,68 (ETM de la différence = 4,43 (cf. Tableau 2) multiplié par z = 1,96) et, dans le cas unilatéral (ICV inférieur à M), la valeur critique lue dans le Tableau 7 sera 7,26 (ETM de la différence = 4,43 (Tableau 2) multiplié par z = 1,64). 4. Conclusion L utilisation de l indice moyen comme ligne de base permet une identification aisée des forces et des faiblesses au sein du profil des indices. La formule de Davis a permis de calculer des valeurs de référence pour la version française du WISC- IV à prendre en compte pour déterminer les indices qui s écartent significativement de cette ligne de base. Cette méthode a été utilisée pour analyser la dispersion des indices au sein de l échantillon d étalonnage de l adaptation française du WISC-IV. Elle a permis de constater que, chez les sujets tout-venant, les indices présentent une dispersion relativement importante autour de la ligne de base déterminée par l indice moyen. La moyenne des différences entre les indices et l indice moyen varie de 7,56 points (indice de raisonnement perceptif) à 9,08 points (indice de vitesse de traitement). Plus de 50 % des sujets de l échantillon d étalonnage présentent un ou deux indices s écartant significativement de la moyenne de leurs indices. Cette dispersion des indices est indépendante du sexe, de l âge et du niveau de QI. Par conséquent, lorsqu un praticien analyse la dispersion des indices au sein d un protocole, il doit avoir à l esprit qu une différence statistiquement significative entre l indice moyen et un ou plusieurs indices est un phénomène fréquent chez les sujets tout-venant. Un tel phénomène n a pas automatiquement de signification pathologique. La différence constatée doit alors être interprétée au regard du profil particulier du sujet examiné, pour indiquer par exemple une force ou une faiblesse. De futures recherches utilisant cette méthode sont nécessaires pour identifier d éven-

6 106 J. Grégoire, C. Wierzbicki / Revue européenne de psychologie appliquée 57 (2007) tuels profils d indices caractéristiques de troubles cognitifs particuliers. Acknowledgements Les auteurs remercient les éditions du centre de psychologie appliquée pour leur avoir permis d utiliser les données d étalonnage du WISC-IV pour réaliser cette étude. Références Davis, B.D., Interpretation of differences among averages and individual test scores. Journal of Educational Psychology 50, Juan-Espinosa, M., Garcia, L.F., Escorial, S., Rebollo, I., Colom, R., Abad, F. J., Intelligence dedifferentiation hypothesis: Evidence from the WAIS-III. Intelligence 30, Garrett, H.E., A developmental theory of intelligence. American Psychologist 1, Grégoire, J., Analysis of the WAIS-III Index score scatter using the significant deviation from the mean of the four Index scores. Archives of Clinical Neuropsychology 20, Howell, D.C., Méthodes statistiques en sciences humaines. De Boeck, Bruxelles. Silverstein, A.B., Pattern analysis as simultaneous statistical inference. Journal of Consulting and Clinical Psychology 50, Spearman, C., The abilities of man. Macmillan, New York. Wechsler, D., Manuel de l Echelle d Intelligence de Wechsler pour Enfants 3ème édition (WISC-III). Editions du Centre de Psychologie Appliquée, Paris. Wechsler, D., Manuel de l Echelle d Intelligence de Wechsler pour Adultes 3ème édition (WAIS-III). Editions du Centre de Psychologie Appliquée, Paris. Wechsler, D., Manuels de l Echelle d Intelligence de Wechsler pour Enfants 4 e édition (WISC-IV). Editions du Centre de Psychologie Appliquée, Paris.