Figure 1. Distribution de l’âge suggérant deux populations distinctes.

On voit sur ce graphique une légère surreprésentation des enfants autour de 10 ans. La courbe apparaît bi-modale, ce qui suggère de différencier deux sous populations : une population d’enfants, et une population d'adultes.

Figure 2. Histogramme montrant la répartition normale des sujets de moins de 19 ans.

L’histogramme des âges chez les moins de 19 ans (n=327) suggère que cette sous-population est normalement distribuée. Nous verrons qu’à bien d’autres égards elle devra être considérée de façon autonome par rapport à la population des adultes (n= 1039).

L'ensemble du fichier comprend les données relatives à 646 hommes et 720 femmes. L'âge moyen chez les hommes est de 26,7 ans contre 33,4 ans chez les femmes. Cet écart d'âge est très significatif dans l’ensemble (t₍₁₃₆₆₎ = 8,9; p<.0001), mais disparaît si l’on se restreint aux enfants (âge < 19 ans).

En revanche, la comparaison des histogrammes obtenus chez les hommes et chez les femmes montre que les garçons sont sur-représentés dans les classes d’âge inférieures, ce qui est beaucoup moins le cas chez les filles.

Figure 3. Distributions comparées de l’âge chez les hommes et les femmes.

On remarque que ces enfants (n=327) sont représentés par 216 garçons pour 111 filles, alors que globalement les sujets féminins sont plus nombreux... Outre l'hypothèse selon laquelle le système auditif des filles jeunes serait globalement en meilleur état que celui des garçons, il est possible d'invoquer des facteurs sociaux comme par exemple une attention plus importante apportée à l'état des jeunes garçons, ou encore une motivation plus importante à les soigner...

Si l'on se restreint aux 1039 sujets adultes (âge ³ 19 ans), on trouve un âge moyen plus élevé chez les sujets de sexe féminin (37,2 ans contre 34,3 ans), la différence étant significative avec (t₍₁₀₃₇₎ = 4,22; p<.001).

Ces données corroborent l'idée de la nécessité, pour la suite de ce travail, de considérer séparément les enfants et les adultes. A cet effet, une nouvelle variable a été créée, le développement (dvlp). Cette variable prend la valeur 1 pour les sujets adultes, c'est à dire dont l'âge au moment de l'examen est au moins égal à 19 ans (n=1039), et la valeur 0 pour les sujets d'âge inférieur à 19 ans (n=327).

Ce test vise à attribuer une note globale de la latéralisation des sujets. Une note négative traduit une latéralisation à gauche, tandis qu’une note positive traduit une latéralisation à droite. Au total, 717 sujets ont reçu le test.

Le graphique suivant montre la répartition des sujets.

Figure 4. Répartition des sujets selon le test de latéralisation d’Auzias

Seulement 12,4 % des sujets ont une note négative (gauchers), ce qui traduit une forte prédominance des droitiers sur les gauchers, conformément à l'ensemble de la population.

Ce test consiste à faire écouter aux sujets deux histoires en écoute dichotique, c’est à dire simultanément, chaque histoire étant dirigée sur une seule oreille. On demande ensuite aux sujets de dire ce qu’ils ont retenu des deux histoire, ce qui permet de coder le côté directeur. Au total, 719 sujets ont reçu le test.

10% des sujets n'ont été capables de rapporter aucune des deux histoires, 81,1% ont rapporté une seule histoire ( dont 51,2% celle de l'oreille droite et 29,9% celle de l'oreille gauche). Enfin, 8,9% des sujets ont pu rapporter les deux histoires.

Il s’agit en fait de trois tests visant à observer la latéralisation visuelle, au niveau de l’écriture et au niveau des pieds. Seuls les sujets ayant fait l'objet d'une mesure sur les trois tests ont été pris en compte (n=673).

En ce qui concerne l'écriture, 10,7% des sujets se sont révélés gauchers et aucun sujet ne s'est révélé ambidextre, ce qui témoigne d'une très forte latéralisation de l'écriture. En ce qui concerne la vision, 20,4% des sujets se sont révélés gauchers; 35,5% ambiopes, et seulement 44,3% droitiers ce qui témoigne d'une relativement faible latéralisation de la vue dans la population étudiée. En ce qui concerne les jambes, 16,9% des sujets se sont révélés gauchers et 82,9% droitiers. Un seul sujet est apparu non latéralisé.

Le test d’écoute est une technique de mesure des seuils de perception des fréquences^[1], mesure répétée pour tout un ensemble de fréquences. Il consiste à diffuser une note, d’abord à une intensité infraliminale. L’intensité est augmentée progressive_ment jusqu’à ce que le sujet détecte le son. Par convention, l’intensité à laquelle un sujet moyen détecte le son est notée à O dB. Les valeurs notées traduisent alors l’écart en dB à la normale. Un écart positif traduit un déficit (il a fallu donner plus de volume pour que le sujet détecte le son) tandis qu’une valeur négative traduit une détection plus précoce que la moyenne. A la limite, un sujet totalement sourd sur une fréquence recevra une note de 100 dB. Chez l’individu moyen, les seuils auditifs varient normalement selon la fréquence(Buser & Imbert, 1987)..

Le test distingue deux types d’audition : l’audition aérienne et l’audition osseuse. L’audition aérienne correspond à des sons transmis à la cochlée par l’intermédiaire des vibrations de l’air, qui dans le test d’écoute sont provoquées par un casque stéréo. L’audition osseuse correspond aux sons qui sont transmis par l’intermédiaire des os crâniens. Dans le cadre du test, la transmission osseuse est obtenue par la mise en contact d’un vibrateur avec la boite crânienne. Ainsi le son produit est capté essentiellement par voie osseuse. Classiquement, l’audiogramme aérien est légèrement supérieur à l’audiogramme osseux car si l’on superpose les deux courbes, il faut émettre une énergie supérieure pour obtenir une détection en audition osseuse. Les deux graphiques présentés plus bas (Figure 5)montrent que l’on retrouve cet effet au niveau de la population qui constitue l’échantillon de cette étude. Chez les sujets ordinaires, et d’un point de vue psychologique, l’audition aérienne correspond à une perception de l’environnement, tandis que l’audition osseuse correspond plutôt à l’écoute de soi. Ainsi le sujet entend sa propre voix à la fois par le canal aérien et par le canal osseux.

Dans cette perspective, lorsqu’un sujet non sourd manifeste un déficit aérien supérieur au déficit osseux, pour une fréquence donnée et pas pour les autres (ce qui pourrait alors indiquer un déficit au niveau de la transmission des vibrations aériennes), cela peut traduire un trouble psychologique : par exemple un refus de percevoir l’extérieur pour se protéger d’une manière ou d’une autre.

Les processus psychologiques probablement en jeu peuvent agir par l’intermédiaire d’une modification du critère de décision (cf. théorie de la détection du signal). Des mécanismes attentionnels peuvent conduire le sujet à éviter de porter son attention sur telle fréquence associée à quelque traumatisme infantile ou sur telle autre fréquence qui est associée à la voix paternelle dont il refuse inconsciemment l’autorité. Par conséquent les variations des seuils de détection que la cure d’oreille électronique produit peuvent être mis en relation avec des traits psychologiques, ce qui justifie la présente étude.

Figure 5. Audiogrammes moyens pour la population étudiée

On voit que, en moyenne, les courbes aériennes et osseuses ne se coupent jamais.

La similitude de forme des deux graphiques est marquée, même si aucune mesure n’est prise en audition osseuse à 125, 6000 et 8000 Hz. En particulier on remarque dans les deux cas une tendance des courbes osseuses et aériennes à converger vers 500 Hz, à diverger ensuite jusqu'à 1000-1500 Hz puis à reprendre une allure parallèle ensuite.

Afin d’étudier statistiquement la différence entre les seuils gauche et droit, il a été procédé au calcul d’un jeu de variables nouvelles, créées pour chaque fréquence, en osseux et en aérien, sur la base de la différence “ déficit gauche - déficit droit ”. Les valeurs négatives de ces variables traduisent donc un déficit plus important à droite qu’à gauche, soit encore une supériorité de l’oreille gauche. Réciproquement, les valeurs positives traduisent une supériorité de l’oreille droite.

Tableau 1. Différences des seuils auditifs gauche et droit

Figure 6. latéralisation des déficits : une meilleure audition de l’oreille gauche.

Les Tableau et graphique ci-dessus font apparaître une nette supériorité de l'oreille gauche qui est statistiquement moins déficitaire que l’oreille droite en ce qui concerne les seuils aériens, et cela avant tout traitement. Seule la fréquence de 6000 Hz semble infirmer ce résultat puisque à cette fréquence c’est l’oreille droite qui se montre supérieure (p< .002) dans la population étudiée. Inversement, la fréquence de 8000 Hz maximise la supériorité de l’oreille gauche.

En audition osseuse, la tendance semble inversée, et l’oreille droite semble supérieure, mais dans ce cas les différences ne sont pas statistiquement significatives, à l’exception notable des fréquences 3000 et 4000 Hz (p< .001).

La différence que l’on constate entre déficits osseux et aériens est statistiquement significative pour toutes les fréquences à l’exception de 250 Hz (p<.003 pour toutes les fréquences). Ainsi nous pouvons conclure que la latéralisation des déficits est plus marquée en audition aérienne qu’osseuse.

En résumé, l’audition aérienne droite est plus sujette aux déficits que la gauche, dans la population étudiée, à l’exception de la fréquence de 6000 Hz où c’est l’inverse. Cette latéralisation des déficits est significativement moins marquée en audition osseuse.

Figure 7 : force de la corrélation entre âge et déficits auditifs

Les déficits aériens semblent sensibles à l’âge. Pour toutes les fréquences, en osseux comme en aérien, toutes les corrélations entre l’âge et les déficits sont positives et significatives à p < .001 (exception : 125 Hz en aérien, et 250 en aérien droit). Une corrélation positive traduit une perte d’audition croissante avec l’âge. On remarque que, jusqu’à 4000 Hz, plus la fréquence est élevée, et plus cette corrélation est forte.

Autrement dit, les pertes d’audition qui accompagnent le vieillissement sont plus marquées dans les aigus que dans les graves.

L’individu sain sait normalement distinguer l’origine spatiale du son qui lui parvient. Le présent test consiste à repérer les cas où le sujet commet une erreur dans l’origine du son, et attribue par exemple à l’oreille gauche un son qui a été présenté à l’oreille droite.

Les confusions aériennes gauches et droites sont repérées par un code booléen. 19 sujets ont une valeur erronée ou manquante pour les confusions gauches, 24 pour les confusions droites, soit 1342 sujets pris en compte pour l’oreille droite, et 1357 pour l’oreille gauche. Les deux valeurs ne sont correctement renseignées chez 1337 sujets, ce qui explique l’écart entre le nombre de sujets pris en compte pour chaque oreille.

L'analyse globale des confusions en audition aérienne montre 92,1% de réponses correctes pour l'oreille droite contre 93,2% pour l'oreille gauche. La différence n'est pas statistiquement significative. On remarque aussi que parmi les sujets qui ont répondu de façon incorrecte pour l'oreille gauche (90 sujets), 59 % (52 sujets) ont aussi répondu de façon incorrecte pour l'oreille droite, ce qui suggère un trouble central. On retrouve d’ailleurs une corrélation très significative entre l’existence d’une confusion en audition aérienne à gauche et à droite (r₍₁₃₃₅₎=.3261 ; p < .001).

Le niveau de développement a une influence marquée : proportionnellement plus d’enfants que d’adultes font des confusions (p<.001). Cela traduit une fois de plus les différences de populations (p<.001). Nous examinerons donc les corrélations de façon indépendante dans ces deux populations.

Le sexe ne semble pas avoir d'influence directe sur les confusions aériennes dès lors que l'on retire l'effet du niveau de développement (enfant ou adulte). Néanmoins, le sexe semble tendanciellement modifier l’effet du développement sur ces mêmes confusions (p=.077), avec une différence entre l’oreille gauche, pour laquelle cet effet ne semble pas exister (p>.8), et l’oreille droite pour laquelle il est clairement significatif (p=.027).

Tableau 2 : prévalence troubles d’orientation spatiale en audition aérienne
selon le développement

Cette interaction entre le sexe et le niveau de développement sur les confusions aériennes pour l’oreille droite est difficile à interpréter. Le tableau suivant, où sont représentées les pourcentages de sujets ayant obtenu des confusions aériennes, permet d’éclairer cette question.

Tableau 3 : prévalence des troubles d’orientation spatiale en audition aérienne
selon le développement et le sexe

On voit que les enfants problématiques représentent un pourcentage plus fort chez les femmes que chez les hommes puisque 18,3% des filles ont un problème de confusion aérienne, contre 12,1% des garçons. Inversement, les adultes problématiques représentent un pourcentage plus faible chez les femmes que chez les hommes.

On remarque, sur le schéma qui suit, l'étroite dépendance des résultats obtenus sur l'oreille gauche et l'oreille droite qui suggère, encore une fois, que les confusions aient plutôt une origine centrale que périphérique.

Afin de préciser ce point, il est possible de remarquer que les confusions sont codées comme une variable ordinale allant de la perturbation la plus faible (0 quand la réponse est correcte) à la perturbation la plus forte (100 quand la réponse est incorrecte), en passant par une perturbation moyenne (50 quand le sujet ne sait pas répondre).

Au plan descriptif, tous les résultats indiquent une supériorité de l’oreille droite sur la gauche, c’est à dire que pour toutes les fréquences, l’oreille droite semble moins sujette aux confusions.

Néanmoins, un test de Wilcoxon montre qu'il n'est pas possible de rejeter l'hypothèse nulle, sauf à 4000 Hz (p<.0223). Il semble donc difficile d'affirmer l'existence d'une latéralisation des perturbations en audition osseuse. Il faut cependant prendre garde au fait que ceci ne constitue pas une réfutation formelle de l'existence d'une telle latéralisation. En effet, la distinction entre enfants et adultes fait apparaître des résultats plus significatifs au sein de chacun des deux groupes pris séparément (Chez l’adulte, p=.0417 à 2000 Hz et p=.0022 à 4000 Hz, chez l’enfant, p=.0419 à 2000Hz, p=.0263 à 1500 Hz, et p=.0211 à 500 Hz). La latéralisation semble alors plus significative à la fois chez les enfants et chez les adultes. Il est possible que le mélange de ces deux populations augmente la variance totale, ce qui masquerait le caractère significatif des effets.

Figure 8 : prévalence des troubles d’orientation spatiale en audition osseuse.

En résumé, les troubles d’orientation spatiale semblent d’origine centrale et indépendants de la fréquence. Ils sont présents chez plus d’enfants (particulièrement les filles) que d’adultes. En revanche, chez les adultes cette différence sexuelle n’est plus significative.

Le test de sélectivité consiste à demander au sujet si la note qu’on lui envoie est plus grave ou plus aiguë que la précédente. On note les erreurs. Dans la version utilisée ici, le son initial est à 8000Hz et les sons suivant sont toujours descendant. Les deux oreilles sont testées l’une après l’autre.

N'ont été retenus pour le calcul que les sujets dont les valeurs de sélectivité était 0 (correct) ou 1 (incorrect). 1037 sujets furent pris en compte dans les calculs.

La Figure 9 pourrait laisser penser que la sélectivité augmente avec la fréquence. En fait, le stimulus étant prévisible de façon simple, il est beaucoup plus probable que le graphique ne fasse que traduire une courbe d'apprentissage. Il d’ailleurs intéressant de remarquer que les premières réponses ne semblent pas différer du hasard, c'est à dire que tout se passe comme si au début de l'exercice la quasi totalité des sujets répondaient au hasard (environ 50% des sujets donnent la bonne réponse et 50% la mauvaise). Ensuite plus le test avance et plus le nombre d’erreur diminue, ce qui peut s’interpréter comme le fait qu’une nombre croissant de sujet (en moyenne) a compris le principe.

Figure 9 : Taux de réponses correctes au test de sélectivité

Ce test consiste à envoyer le même son alternativement aux deux oreilles. On demande ensuite au sujet s’il s’agit de la même note.

Le fichier contient un codage utilisable pour 1360 sujets. Le graphique ci-dessous a été réalisé en cumulant dans la rubrique “ incorrect ” les sujets ayant répondu “ droite ” ou “ gauche ”. Comme le montre le graphique ci-dessous, les effectifs sont quasiment identiques pour chaque fréquence, mais il apparaît une légère augmentation du taux de réponses correctes lorsque la fréquence testée baisse. Si l’on se restreint à un recodage dichotomique de la variable (en correct et incorrect), et que l’on compare les réponses obtenues pour les différentes fréquences, cette augmentation apparaît très significative (n = 1281, p < .001).

Figure 10 : perception des variations

Au fur et à mesure que se poursuit le test, il y a donc une augmentation du taux des réponses correctes. Toutefois, l’ordre de passation des tests étant constant, de la fréquence la plus haute vers la fréquence la plus basse, il est donc difficile de savoir si l’amélioration doit être attribué à un effet d’apprentissage, ou à une plus grande facilité de l’épreuve dans les fréquences basses. Le fait que les sujets ne reçoivent aucun feedback durant l’épreuve réduit - sans l’annuler -, la probabilité d’un effet d’apprentissage. Cet effet ne semble sensible ni au sexe, ni à au niveau de développement des sujets.

Outre les variations qui peuvent exister entre fréquences, on peut se demander comment caractériser les sujets qui commettent des erreurs. A cet effet une nouvelle variable a été calculée par sommation du nombre de fréquences sur lesquelles une erreur a été commise. Ainsi un sujet qui n’a commis aucune erreur a 0, un sujet qui a commis une seule erreur a 1 etc...

Il apparaît que cette nouvelle variable est liée aux confusions aériennes droites (n=1325, p = .006 en bilatéral). Les sujets qui manifestent des confusions aériennes droites font en moyenne 3,24 erreurs contre 2,29 pour les sujets ne manifestant pas de confusions aériennes droites. Il est à remarquer que la présence de confusions aériennes gauches n’est pas un indicateur significatif du nombre d’erreurs commises, non plus que l’interaction entre les confusions droites et gauches.

Enfin il convient de noter que ce test, quoique de façon beaucoup moins patente, est sujet aux même critiques que le test précédent, à savoir qu’un effet d’apprentissage pourrait être à l’origine de l’amélioration. Ceci dit, les interactions décrites plus haut pourraient donner des indications sur les mécanismes susceptibles de perturber ou de faciliter cet apprentissage.

Il s’agit d’un test de discrimination temporelle. On soumet aux sujets une série de clics à des distances temporelles différentes. L’analyse de ce qui a été perçu permet de déterminer le plus grand seuil de non discrimination (delta T). Par exemple un sujet qui a reçu la note de 25 n’a pas pu distinguer deux sons distants de 10 ms, mais il a pu distinguer les sons plus distants. Le graphique suivant montre la répartition des sujets en fonction du seuil de discrimination temporelle, c’est à dire la répartition des effectifs compris entre la valeur seuil en abscisse, et la valeur précédente.

Figure 11 : distribution des sujets selon la non-discrimination d’intervalles temporels.

Il s’agit des seuils graves et aigus de perception. Autrement dit, on cherche à déterminer quelles est la fréquence la plus aigüe que le sujet est capable de percevoir, en utilisant des amplitudes très importantes et aussià déterminer quelles est la fréquence la plus grave que le sujet est capable de percevoir, en utilisant des amplitudes très importantes. On obtient ainsi les limites entre les sons, les ultrasons et les infrasdons pour un sujet donné. Ces mesures varient avec le sujet. Nous avons mis en évidence qu'elles varient avec l'âge.

Au total, 442 sujets ont reçu le test pour le seuil dans les aigus, et 395 pour le seuil dans le graves.

Les graphiques suivants montrent la répartition des sujets en fonction du seuil de perception pour les sons aigus.

Figure 12 : histogrammes des seuils graves et aigus

L’analyse montre que l'âge joue un rôle sur les deux seuils, aussi bien sur les graves (p<.005) que sur les aigus (p<.001). Une fois retiré l'effet de l'âge, l'effet du sexe n'apparaît pas significatif. Une analyse des corrélations partielles entre les seuils graves et aigus, en retirant l'effet de l'âge, montre une corrélation significative (r₍₃₉₂₎=-0,2787; p<.001). Autrement dit, à âge constant, plus le seuil grave est élevé et plus le seuil aigu est bas, ce qui revient à dire qu'il existe une tendance pour les deux seuils à se dégrader concomitamment. Ce résultat est ignoré par la littérature qui suppose que la fréquence de coupure est altérée du côté des aigus et non du côté des graves. Ce résultat trouve une forme de confirmation par les études sur le gerbil ou le rat.

Ce test consiste à présenter des cartes de couleurs différentes aux sujets, et à leur demander de choisir les cartes qu’ils préfèrent. On note l’ordre de choix, et deux passations successives sont effectuées.

La comparaison des deux essais donne une bonne homogénéité des résultats. Les seules différences remarquables concernent un choix du gris très légèrement plus précoce dans le second essai (p<.0022 au test de Wilcoxon), un choix plus tardif du bleu (p<.008) dans le second essai et un choix du noir légèrement plus précoce dans le second essai (p<.0018).

En examinant les pourcentages de sujets ayant choisi chaque couleur au énième rang, on remarque deux groupes de couleurs : les couleurs violet, jaune, vert, rouge et bleu sont choisies en premier lieu, tandis que les couleurs noir, gris et marron sont rejetées vers la fin. Le plus fort rejet est manifesté pour la couleur noir.

Au plan des différences sexuelles, on ne trouve de variations significatives que pour la couleur violet qui est choisie plus précocement par les femmes (p<.013 au U de Mann-Whitney) et la couleur marron qui est choisie plus précocement par les hommes (p<.01).

Figure 14 : ordre de choix des couleurs au premier essai du test de Lüscher

Au plan des différences de choix de couleur relativement à l'âge, et en se limitant aux adultes, on trouve plusieurs corrélation significatives entre le rang du choix de la couleur et l'âge. Ces corrélations sont calculées en retirant l'effet des variables sexe et délai écoulé depuis l'examen (c'est à dire en retirant l'effet des différences liées aux transformations sociales). On trouve des corrélations positives (plus d'âge impliquant un choix plus tardif) pour le violet (r₍₇₂₇₎=0,1444; p<.001) et le noir (r₍₇₂₇₎=0,201; p<.001). Au contraire, on trouve des corrélation négatives entre l'âge et l'ordre du choix (plus d'âge implique un choix plus précoce) pour les couleurs rouge (r₍₇₂₇₎=-0,1883; p<.001), jaune (r₍₇₂₇₎=-0,1185; p<.001) et marron (r₍₇₂₇₎=-0,1151; p<.002).

En revanche, chez les sujets de moins de 20 ans, l'âge ne semble corrélé de façon significative qu'aux choix de la couleur vert (r₍₂₅₄₎=-0,1326; p<.034) et de la couleur jaune (r₍₂₅₄₎=0,1505; p<.016). En termes clairs, les moins de 20 ans choisissent d'autant plus précocement le vert, et d'autant plus tardivement le jaune, qu'ils sont âgés.

Une autre approche consiste à observer, à âge égal et sexe, l'évolution de l'ordre des choix sur une période de 20 ans. Chez les sujets adultes, on constate une corrélation négative entre le temps écoulé depuis l'examen et l'ordre de choix des couleurs gris (r₍₇₂₇₎=-0,11; p<.003) et violet (r₍₇₂₇₎=-0,1664; p<.001). Autrement dit, à âge et sexe égal, les sujets adultes choisissent le gris et le violet de plus en plus tardivement. Inversement, et toujours à âge et sexe égal chez les adultes, les couleurs bleu (r₍₇₂₇₎=-0,0826; p<.026), rouge (r₍₇₂₇₎=-0,1934; p<.001) et marron (r₍₇₂₇₎=-0,0788; p<.033) sont choisis de plus en plus précocement.

Chez les enfants (âge < 20 ans), on trouve que les couleurs choisies de plus en plus tardivement, à âge et sexe égal, sont le rouge (r₍₂₅₄₎=0,2244; p<.001) et le marron (r₍₂₅₄₎=0,1795; p<.004). En revanche, les couleurs qui sont choisies de plus en plus précocement sont le gris (r₍₂₅₄₎=0,1573; p<.012) et le vert (r₍₂₅₄₎=0,1983; p<.001).

Le contraste que l'on peut constater entre les deux populations, enfants et adultes est particulièrement marqué en ce qui concerne les couleurs rouge et marron qui, à sexe et âge égal, sont choisies de plus en plus précocement par les adultes, et de plus en plus tardivement par les enfants, ainsi que le gris pour lequel c'est l'inverse. Ces couleurs semblent donc marquer un point de clivage entre deux générations.

Le Minnesota Multiphasic Personality Inventory (Hathaway et McKinley, 1951) est un test de personnalité fondé sur une approche complètement empirique. En fonction des différences entre les réponses apportées à 550 questions par des sujets “ normaux ” d’une part, et les réponses de sujets malades mentaux avérés, il a été constitué des échelles mesurant la tendance des individus à ressembler avec l’une ou l’autre des populations : il existe ainsi des échelles de tendance schizophrénique, de tendance paranïoaque, de tendance dépressive etc…

Ultérieurement, de nouvelles échelles ont été développées, à partir du même ensemble de questions initiales.

Plusieurs questions relatives aux échelles du MMPI ont été retenues pour cette étude.

_ La population des sujets ayant passé le test est-elle représentative de la population ayant servi de base à l’élaboration du MMPI ? En particulier, à quoi ressemble le profil moyen des sujets avant application de la méthode ?

_ Existe-t-il des corrélations entre les notes obtenues sur les différentes échelles et les autres caractéristiques des sujets ? En particulier, existe-t-il des relations entre les échelles du MMPI et les déficits auditifs ?

Seulement 625 sujets ont passé le MMPI, aussi il n’est pas évident que les résultats que nous allons maintenant présenter soient réellement représentatifs de la population globale. En particulier, nous avons vu qu’il existe des différences entre les enfants et les adultes. Or précisément, le MMPI est un test réservé aux adultes. Cependant, l’âge à partir duquel le MMPI s’applique est 16 ans. C’est à dire que le recouvrement n’est pas parfait avec notre découpage précédent qui catégorisait les adultes en adultes à partir de 18 ans.

Outre les échelles de base et les échelles supplémentaires, les chercheurs qui ont travaillé sur le MMPI ont constitué des subdivisions de certaines échelles à partir du constat que certaines provoquent des réactions différentes selon le niveau culturel ou intellectuel des sujets.

Comme le suggère le graphique de la Figure 17, toutes les échelles obvies et subtiles s’écartent significativement de la moyenne. La différence entre échelles obvies et subtiles apparaît assez clairement : La plus forte valeur obtenue dans les échelles subtiles est inférieure à la plus basse des valeurs obtenues dans les échelles obvies.

Dans les échelles obvies, toutes les valeurs sont assez fortes. En revanche dans les échelles subtiles on remarque que Ds et Pds, c’est à dire la dépression subtile et la psychopathie subtile, sont nettement moindre que la moyenne.

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