제 4 장 지능검사 R. W. KAMPHAUS, CECIL R. REYNOLDS, KATIE KING VOGEL Binet(1905) 가활약했던시대이후로지능검사기법과적용에많은변화가있었다. 일반검사에서언어와 동작 능력을측정하는 Wechsler 의혁신이있기전인 20세기초지능검사는전형적으로단일한총점을제공하였고일반지능의구인평가에초점을맞추었다. Edgar Doll(1953) 은 1930 년대에발달장애가있는개인의치료계획을위한지능검사의남용및제한점에대한문제 를확인하였으며, 인지기능의형식적인평가보다는일상생활기술을더많이추가한최초의적응 행동척도인 Vineland Social Maturity Scale(Doll, 1935) 을제시하였다. 20 세기후반동안지능검사는개인의인지능력과강점에대해더종합적으로평가하고자총점 및부분점수를추가하여제공하기시작하였다. 그결과, 해석은단지규준으로부터의편차를고 려하는것이아닌개인내능력의패턴 ( 개인내검사점수해석 ) 에더초점을맞추었다 (Kamphaus, in press). 임상적또는과학적가치가모호한다양한합산점수가증가하여새로운검사들이너무 많은요인을담았기때문에, 21 세기초에는검사해석이일반지능의개념으로되돌아가는것이 특징이다 (Frazier & Youngstrom, 2007). 이런경향은발달장애가있는개인의인지평가에서중요한의미가있다. 비록일반지능과같은 개념과원칙은대부분변하지않았지만, 검사그자체와해석실제, 검사의사용은급격히변하였 R. W. KAMPHAUS Georgia State University, Atlanta, GA. 30302 rkamphaus@gsu.edu CECIL R. REYNOLDS Texas A & M University. KATIE KING VOGEL University of Georgia. 제 4 장지능검사 95
다. 이번장의초점은이런연속성과변화에있다. 검사 지능검사기술의사용상황은이전세대동안대폭개선되었다. 사실각검사가관심대상인핵심구인, 즉일반적 언어적 공간적인지능력을실제잘측정하므로지능검사는이제상대적으로 완성된 기술로간주된다 ( 표 4.1 참고 ). 비유적으로말하면자기공명영상 (Magnetic Resonance Imaging:MRI) 촬영장치가제조회사 ( 즉, Phillips, General Electric, 또는다른제조회사들 ) 에관계없이모두동일한기본원리로작동하는것과같이지능검사는충분히발전되었다. 지능검사기술의성장은실험적이고상업적인측면에서다양한검사의수많은요인분석연구에기초한인지능력의통합이론이나타남으로써가능해졌다. 우리는 Carroll(1993) 의이론을가장중요한통합적모델로추천한다. 왜냐하면그것이개별적인지능력의영향을설명하는동시에일반지능을추가하였기때문이다. Cattell -Horn 접근 (McGrew, 2005) 과같은다른대중적인모델은실제독특한특정능력을포함하지만, 수천개의조사와백여년동안과학적으로지지되었던일반지능이라는구인을포함하지않는다 (Jensen, 1998; Kamphaus, in press). 새로운검사로평가되는능력을이해하기위해서는첫번째로 Carroll 이론의실행요약을아는것이중요하다. John B. Carroll의책은요인분석연구역사에서가장야심찬작업중하나로대표된다. Carroll(1993) 은실험적 임상적인인지검사에대한수많은상관관계자료를수집했고, 요인분석으로그자료를재분석하였다. 다음내용을포함하여요인분석결과는그내용을정리할수도없을만큼아주넓고깊다. 그의원문전체를대신할자료가현재까지없을정도이다. 임상적이거나이론적생각이아닌실제자료로부터가장간단한형태의 3층이론 (three - stratum theory) 이나왔다. 이론을생성할때사용한자료는요인의세 층 을산출했던 400번이넘는위계적요인분석의결과물이다. 첫번째인 구체적 층은피아제학파가제시한추론, 어휘지식, 철자능력, 시각적기억력, 공간적파악, 말소리구별, 표상적유창성, 검사시행비율, 그리고단순반응시간과같이비교적개별적인인지능력을측정하는요인으로구성된다. 두번째층인 포괄적 층은첫번째층에있는척도들이결합된특성척도를나타낸다. 예를들면, 두번째층인결정적지능 (crystallized intelligence) 은언어발달, 언어적이해력및어휘지식의검사와같은첫번째층의특성을측정하여산출된다. Carroll 에의해가정된두번째층의전체목록에는유동적지능 (fluid intelligence), 결정적지능, 일반기억과학습, 포괄적시각적지각, 포괄적청각적지각, 포괄적기억능력, 포괄적인지적속도, 그리고처리속도 ( 즉, 반응시간결정속도 ) 등이포 96 제 2 부특정문제의평가
함된다 ( 표 4.1 참고 ). 그는양적추론능력요인의존재에대해서로상반된증거들을발견하였다. 세번째층은거의 80년동안수많은경험적조사로뒷받침된기본가정인일반지능의개념을나타낸다 ( 예 :Jensen, 1998 참고 ). Charles Spearman(1927) 의상관계수발명은일반지능구인의발달에발판을마련한것이라할수있다. Spearman 은인지검사간에정적상관관계를보이는경향이있다는통찰력있는관찰을하였고, 다른연구자중 Carroll(1993) 이이결과를확증하였다. 소위이런정적상관관계에따라 Spearman 은인지검사의결과는상관관계가있는여러인지 ( 또는지능 ) 검사로인해하나의일반잠재적특성에의해결정된다고가정하였다. 그는이런중심특성을 g로명명하였고, 관찰된정적상관관계는 g가가장중요한지능특성이라는견해를지지한다고이론화하였다 (Jensen, 1998; Kamphaus, in press; Schmidt & Hunter, 2004 참고 ). g로불리는이런잠재특성의정확한본질은아직결정되지않아서구인에대한몇가지비판을가져온다. 그러나지난십여년의연구는잠재특성을이해하고관찰된정적상관관계의이유를이해하는방향으로발전하였다. 추리력과작업기억을포함한심리측정적 g를설명하기위해몇가지가설이제기되었다 (Gustafsson, 1999). 추리력은유동적능력의측정에가장잘반영된다 ( 이후에논의됨.). 작업기억력은 g의주요기제로언급되어왔다 (Kyllonen, 1996). 몇몇의경험적연구가이두가설을모두뒷받침하였다. 표 4.1 을통해알수있는중요한시사점은현대의모든주요검사가일반지능, 결정적지능, 공간지능, 기억력일부, 그리고가장중요한영역인유동적지능을측정한다는것이다. 일반지능, 학업성취및중요한삶의결과등과상관관계가높지않은세번째층에있는나머지능력들이분화되었다. 그리고이런요인들은사실현대의지능검사로는잘측정되지않는다. 이관점을보충하고자 Frazier와 Youngstrom(2007) 은최소평균지수 (minimum average partial:map) 분석과 Horn의평행분석 (Horn s parallel analysis:hpa) 을이용하여몇몇인지능력검사의요인구조를검증하였다. 그들은 1949 년부터현재사용중인검사를검증하였다. 연구의목적은 MAP와 HPA 를통해요인수를확인하고, 그수를각검사연구에서주장된요인수와비교하는것이었다. 그결과, HPA와 MAP를통해확인된요인수가각도구의연구에서주장된요인수보다더적은것으로나타나서, 실제과도한요인수가문제가된다는것이확인되었다. 또한과거부터현재에이르기까지각도구에서산출한요인수가유의미하게증가되었다. 마지막으로검사길이는소폭증가하였음에도각도구에서주장된요인수는기하급수적으로증가되었다. Frazier 와 Youngstrom은과다요인이생기는몇가지원인을제시하였다. 첫째, 위계적순서및여러층의예와같은복합적지능이론이증가하여검사저자들이이부가적인능력의평가를 제 4 장지능검사 97
표 4.1 현대의대중적지능검사의총점으로평가되어가정된인지능력의 3 층이론 (Carroll, 1993) 일반지능유동적지능결정적지능기억및학습 광범위시각적지각 광범위청각적지각 광범위기억능력 광범위인지적속도 WISC-Ⅳ FS X VCI X PRI X X WMI X PSI X RIAS CIX X VIX X NIX X CMX X KABC-Ⅱ FCI X Gsm X Gv X Glr X Gf X Gc X S-Binet 5 FSIQ X 처리속도 98 제 2 부특정문제의평가
VIQ X NVIQ X FR X KN X QR X VS X WM X WJ-Ⅲ Gc X Glr X Gv X Ga X Gf X Gs X X Gsm X DAS -Ⅱ VA X NVA X SA X WM X PS X SR SNC GCA X 제 4 장지능검사 99
시도하도록동기화되었기때문이라고하였다. 둘째, 저자들은임상적으로유용한도구를제작하려는검사출판사및자신들의소망에부응하고자한다. 부가적능력의측정은많은해석적가치를제공하고좀더유용한권고를안내할수있다. 저자들은출판사가연구자들에게부응하기위해임상적으로유용하지않을수있는부가적요인의측정을포함한다고설명하였다. 또한출판사는이전검사보다더크고나은 ( 즉, 더많은구인측정 ) 최신판검사를제공하기위해계속노력한다. 셋째, 자유로운 통계적기준의적용때문에과도한요인이생길수있으며, 이론적으로사용되는주성분분석 (principal component analysis:pca), 확인적요인분석 (confirmatory factor analysis:cfa), 탐색적요인분석 (exploratory factor analysis:efa) 과관련된통계방법은너무많은요인을산출할수있다. 증가하는과다요인의문제를개선하기위해 Frazier 와 Youngstrom은 (1) 부가적으로제안된능력의측정을위해검사길이늘이기, 또는 (2) 더간편한능력척도로단순히 g 측정하기를제안하였다. 그리고만약출판사가검사길이를늘이기로한다면내적일관성신뢰도를적절한수준으로높이기위해어떤경우에는요인마다하위검사의수를 4개까지늘여야한다. 지능검사발전에적용된요인분석절차의이면밀한분석은시사점이많은데, 그중하나는검사를해석할때모든지능검사에서실제잘개발된요인들 ( 내적합치도가약.90 이상 ) 에초점을두어야하며, 적은지표들의합산으로산출되어신뢰도와준거관련타당도가낮은것은배제하는것이다. 이런점은다음절에설명되어있다. 해석의문제 프로파일분석프로파일분석은인지적강점과약점을결정하기위한노력으로지능검사에서소검사와지표점수의다양한높이 ( 즉, 프로파일 ) 해석을의미한다. Wechsler 척도와같은많은지능검사가프로파일분석을하는일반적인도구가되었다. Pfeiffer, Reddy, Kletzel, Schmelzer와 Boyer(2000) 는임상가가지능측정의개별소검사점수를인지적강점과약점으로해석한다고강조하였다. 임상가사이에서는일반적인것이지만연구자들은프로파일분석을선호하지않는다. 소검사수준의프로파일분석을하기위해서는개별피험자의소검사평균점수를통한편차프로파일을먼저얻어야만한다. 그후각소검사점수에서평균소검사점수를빼면편차점수가된다 (Kaufman, 1994 참고 ). 편차점수는상대적으로신뢰할수없기때문에 (Kamphaus, in press) 얻은차이가통계적 100 제 2 부특정문제의평가
으로 0과다른정도를결정하는유의도평가를한다 ( 보통 p. 05). 편차점수가요구되는기준을넘으면나타내는의미를신뢰하여각소검사를인지적강점과약점으로생각할수있다. 예를들면, WISC-Ⅳ 의다른소검사에서보다행렬추리소검사에서피검자의점수가의미있게높다면, 임상가는피검자가논리적추리와패턴을인지하는능력에상대적인강점이있다고평가한다. 마찬가지로 WISC-Ⅳ의기호쓰기소검사에서피검자의점수가의미있게낮다면, 임상가는피검자가단순하고새로운자극에신속하고정확하게움직이는능력에상대적인약점이있다고결론지을수있다. 이러한예로설명되듯이, 하나의소검사점수에바탕을둔인지기능에대한일반화는다소부정확하다. Reynolds와 Kamphaus(2003) 는이런주장을발전시켜 2개의광범위한계층 Ⅱ 요인인결정적지능및유동적지능을포함한일반지능의측정을강조하는 Reynolds Intellectual Assessment Scales(RIAS) 이라는새로운검사를만들어효과적인해결방안을제시하였다. 즉, Reynolds와 Kamphaus(2003) 는작업기억과단기기억의측정을포함하였지만이를 RIAS에서나온 IQ지수계산에포함하는것은추천하지않았으며, 그럼에도지능평가에이구인을포함시키고자하는사람을위해필요한통계정보와규준표를제공하였다. 신뢰도증거 Sattler(2001) 는여전히프로파일분석에서그가치를찾기는하지만, 지능검사에서개별소검사가독특한인지과정을측정하지못하기때문에소검사수준에문제가있다고하였다. 또한그는소검사는 IQ나지표점수만큼신뢰할만하지않다고주장한다. 몇몇연구자가지능검사의소검사점수와지표점수의안정성을연구해왔다. Livingston, Jennings, Reynolds 와 Gray(2003) 는 WISC - R에서소검사프로파일점수들의검사-재검사안정성을검증하였다. 조사된표본과평균 3년의검사 -재검사기간을적용하여 Livingston 등은개별소검사점수, IQ, 편차점수의안정성을계산하였다. 개별소검사점수의신뢰도계수는.53.76 이었고 IQ의신뢰도는.48.92 였다. 이와는대조적으로편차점수의신뢰도는.29.58 로이점수가상대적으로불안정한것으로나타났다. 저자는프로파일이 IQ나지표점수를포함했을때프로파일점수가더안정적인것을발견하였다. 이연구는소검사점수프로파일의해석보다지표점수에대한해석을더신뢰할수있다는것을보여준다. 또한 McDermott, Fantuzzo 와 Glutting(1990) 은심리학자들이프로파일분석을사용하는것에반대한다. 그들은 Wechsler 척도 ( 특히 WISC -R) 가전체능력과특정능력측정을모두평가할수있다는 Wechsler의말에동의하지않는다. McDermott 와연구진은개인내편차점수가모든점 제 4 장지능검사 101
수에서공통분산을제거한다는통계적근거를이유로 Wechsler 척도에서편차점수를비교하는것에대해경고하였다. 편차프로파일은전통적인소검사점수보다예측효율성과점수안정성이낮다. McDermott 와연구진이말했듯이프로파일분석의부가적인문제는편차점수를개인간비교에사용할수없는것인데이는각개인의점수 ( 개인의평균 ) 가달라서변화될수있기때문이다. 각프로파일은개별피검자에게유일하며프로파일에기초한피검자간비교는불가능하다. 마지막으로편차점수는합이 0이되어야하기때문에편차점수를통해치료적결정을해서는안된다고강조하였다. 만약어떤약한영역이편차점수를통해확인되고그특정영역이호전된다면, 합은 0이되어야하므로결과적으로강점영역이희생되어야만한다. 그러므로지능검사로측정되는경우라면한인지영역에서내담자의기능개선을시도하는동안임상가는다른영역에서의기능을악화시키는셈이된다. Watkins 와 Canivez(2004) 는 WISC -Ⅲ 소검사점수의시간안정성을검증하였다. 학교심리학자들이특수교육대상평가과정의일부로 WISC -Ⅲ를 579명의아동에게두번씩검사하였으며, 각아동의 IQ, 합산점수와편차점수에대한두평가치를비교하였다. IQ는특수교육대상아동분류및두번의검사간에안정적인결과를보였다. 그러나소검사수준의강점과약점에대한시간안정성은우연수준정도였다. 아동은검사 -재검사간격 (0.5 6 년 ) 을다르게검사받았으며간격효과를검증한결과, 유의하지않았다. 저자는가능한소검사의조합수때문에대부분의아동에게서해석가능한인지적강점과약점을발견할것이라고하였다. 이연구에서평균 6 또는 7개의해석가능한인지적강점과약점이각학생에게서발견되었다. 의미있는프로파일이나타나는빈도와프로파일그자체의상대적인불안정성때문에, 연구자는소검사프로파일해석과편차점수를비교하여학습에대해권고하는것을반대한다. 또한프로파일분석의예측력도검증되었다. Watkins 와 Glutting(2000) 은읽기와수학성취점수를예측하는데프로파일분석의예측력을검증하였다. 학교심리학자들은전형적으로진단적인상을정하고학습에대한권고를위해프로파일분석을했지만, Watkins와 Glutting(2000) 은프로파일에기초하여학습에대해권고하기위해서는프로파일이실제읽기및수학의성취를예측해야만한다고주장한다. 분석에중요한프로파일의구성요소에는점수의상승, 편차, 모양, 이렇게세가지가있다. 점수의상승은소검사전체의평균점수를의미한다. 편차는기본적으로소검사점수의표준편차이다. 모양은프로파일전반에걸친상승과하강의위치이다 ( 즉, 개별소검사에서더높거나낮은점수 ). 최근연구에서특수교육대상및일반학생들의 Wechsler Intelligence Scale for Children- Third Edition(WISC-Ⅲ) 소검사점수의프로파일과그프로파일이성취도를예측하는지를결정 102 제 2 부특정문제의평가
하기위해성취도검사 ( 일반표본용 ; Wechsler Individual Achievement Test:WIAT) 와특수교육대상표본용 ( Woodcock -Johnson-Revised:WJ-R) 점수를조사하였다. 그결과, 점수의상승이 WIAT의읽기와수학점수를예측하였고변량의 52% 와 56% 를각각설명하는것으로나타났다. WJ -R에서점수의상승정보는변량의 13% 와 37% 를설명하였다. 편차는 WJ -R의수학을예측하는영역에서만추가적으로변량의 1% 를설명하여유의하였다. 모양정보는 4개영역에서추가적으로변량의 5 8% 를설명하며모두유의하였다. 이연구결과는인지적프로파일이학업성취예측에일부사용될수있음을나타낸다. 그러나근거가된자료대부분은결정적지능이더강조되고유동적지능은일부만포함되는일반지능의프로파일이상승된사례들에서나온것이다. 보통전체 IQ가높은사람이전체성취점수도더높게나오기쉬우므로, 예측력이높은것은놀라운일이아니다. 어떤연구자 ( 예 :Siegel, 1989) 는지능이중요한학업수행, 특히읽기학습과관련이없다고주장하였다. 지능이읽기의습득과관계되지않는다는 Siegel(1989) 의주장은이가설을직접적으로검증한특정연구 (Fuchs & Fuchs, 2006; Fuchs & Young, 2006) 뿐만아니라, 상식및다양한학습환경에있는아동들과의실제경험, 그리고더욱중요한것으로지능과성취간의관계에대한거의수천또는수백개의조사연구 ( 예 :Jensen, 1998; Kamphaus, in press; Reynolds, 2008; Sattler, 2001 참고 ) 에의해반박되었다. 이주장은전통적으로학습장애평가와진단을내리는데사용된지능및기타인지기능평가를중단할것을주장하는근거가된다 ( 논의와비평을위해 Reynolds, 2008 참고 ). 관심있는학업영역 ( 예 : 읽기및그하위기술검사 ) 에대한직접적인검사를제외하면, 지능검사점수는오늘날우리에게직업적성취와성공뿐만아니라학업수행에대한가장좋은예측요인이다. Schmidt 와 Hunter(2004, p.162) 는일련의경험적연구에근거하여 [g] 는개인이획득한직업수준과선택한직업내에서의수행모두를잘예측하며, 어떤다른능력, 특질또는성향및직무경력보다이를더잘예측한다. 또한 GMA( 일반정신능력 ; general mental ability) 와의상관관계정도가심리학연구에서일반적으로발견되는것보다더크다. 고하였다. 기저율증거지능이높은학생의프로파일은학습장애가있는학생의프로파일과다를것이라고누구나기대하겠지만, 이가설이틀렸다는것을증명한연구가있다. McDermott 등 (1990) 은진단집단의독특한프로파일을확인하려는다양한프로파일분석연구를통해문제점을확인하였다. 그들은같거나비슷한진단을받은집단이동일한범주가아닐수있기때문에, 특정집단의어떤프로파일결과 제 4 장지능검사 103
가전체집단을반영하지못한다고하였다. 저자는진단집단을정하거나집단을정의하는프로파일을찾기위해서편차점수를사용할수없다고주장하였다. 또한소검사의측정오차는연령에따라다르기때문에연구자들이보통그랬던것처럼전체연령에걸쳐표본을수집하는것은잘못된것이라고하였다. 다음으로저자는프로파일은소검사점수와마찬가지로단순한선형관계가아니며같은방법으로측정될수없기때문에소검사프로파일가설검증에대해경고한다. 마지막으로그것을 ( 평균아동의일반프로파일이라는 ) 영가설과비교하지않고서독특한프로파일을발견하였다고주장할수없다고지적하였다. 저자는프로파일의독특성을결정할수있도록핵심프로파일이잘타당화된연구를강조하였다. Fiorello, Hale, McGrath, Ryan과 Quinn(2002) 은변수의공통또는공유변량에반대되는것으로전체지능지수 (FSIQ) 에서개별변량으로예측되었던변량의비율을찾기위해회귀분석의공통성분석 (regression commonality analysis) 을적용하였다. WISC -Ⅲ- WIAT의표준화표본자료아동 873명의점수가조사되었다. 또한학습장애표본 47명과 ADHD 표본 51명이전체표본에추가되었다. 각아동의프로파일이조사되었고 WISC -Ⅲ의지표점수편차를기준으로편차가크거나 (n=707) 편차가없는 (n=166) 프로파일집단으로나뉘었다. 편차가큰집단의기준은다른집단과통계적으로유의한기준인지표점수 1 이상이었다. 각연구대상의전체지능지수의개별변량과공유변량을추정하였고두집단에대해비교하였다. 그결과, 편차가없는프로파일집단의전체지능지수는변량의 89% 가공유변량이었다. 저자는이집단에대한능력의일반측정치로전체지능지수를해석하는것은공유변량의비율이큰것에근거하여수용될수있다고하였다. 네가지지표점수의조합으로도출된 g의변량은 64% 였다. 편차가큰프로파일집단에는변량의 36% 가공유변량, 61% 가개별변량이었으며 g는 2% 를차지하였다. 저자는이집단에서는전체지능의해석만으로는능력을정확하게반영하지못할것이므로피해야한다고하였다. 비슷하게학습장애와 ADHD 집단의 g는각변량의 3% 와 2% 만을각각나타냈으며개별변량은각각 58% 와 48% 였다. 연구자는대다수표본 ( 표본의 80% 를차지하는편차가큰집단, 학습장애그리고 ADHD 집단 ) 에대해전체지능지수만해석하는것을반대하였고, 전체지능지수가개인의능력을정확하게반영하기위해서프로파일분석이필요하다고주장하였다. g 에대한과학적증거 앞의내용과대조적으로단일일반지능구인에대한과학적증거는 10 여년에걸쳐일관되었다. 실제수많은과학적조사결과, g 는학업적성취, 군대훈련배치, 업무수행, 수입, 범법행위, 원 104 제 2 부특정문제의평가
래의 SES, 성취한 SES, 그리고배우자선택을포함하여인생의여러가지중요한결과와의미있는상관관계가있었다 (Lubinski, 2004; Schmidt & Hunter, 2004). 특히쌍생아연구에서일반지능요인의존재를강하게뒷받침되었다. Johnson, Bouchard, Krueger, McGue와 Gottesman(2004) 은사실 1개의확실한지능 g 척도가있다면, 인지평가배터리전반에걸쳐 g에대한개인점수는같아야한다고하였다. 바꿔말하면 g는개인수준에서실시된검사에서다르지않아야한다. 그들의가설을검증하기위해 Johnson 등은기존의떨어져자란미네소타쌍생아연구 (Bouchard et al., 1990) 자료를사용하였다. 총 436명 ( 쌍생아자신, 쌍생아의배우자와다른가족구성원 ) 에대해여러가지다른심리적 신체적검사뿐만아니라세가지인지능력검사로평가하였다. 시행된세가지인지능력검사는 Comprehensive Ability Battery(CAB; Hakstian & Bennet, 1977) 와 Raven s Progressive Matrices가포함된 Hawaii Battery(HB; Kuse, 1977), 그리고 Wechsler Adult Intelligence Scale(WAIS; Wechsler, 1955) 이다. 중복을줄이기위해다른방식으로각각다른구인을측정하는하위검사만참가자에게시행하였다. 또한더철저한능력평가를위해 Educational Testing Service의몇가지검사가 HB에추가되었다. CAB 의 14개검사, HB의 17개, WAIS 의 7개검사에서이런수정이있었다. 검사완료측면에서두소검사가확실하게일치하지는않았다. 그리고각검사배터리를구성했던개별요인의수를결정하기위해요인분석을실시하였다. 저자는 CAB에서는 6개요인이가장적합하다고결정하였으며, 요인명은수추리 (Numerical Reasoning), 그림추리 (Figural Reasoning), 지각적추리 (Perceptual Reasoning), 유창성 (Fluency), 기억 (Memory), 언어 (Verbal) 였다. 그리고 HB는논리적추리 (Logical Reasoning), 공간 (Spatial), 유창성 (Fluency), 시각기억 (Visual Memory), 양식 (Patterns) 의 5개요인이가장적합하였다. WAIS 는언어이해력 (Verbal Comprehension), 주의지속능력 (Freedom from Distraction), 지각적구조화능력 (Perceptual Organization) 의세요인으로구성되었다. 3개의배터리에서 g 요인간의상관관계는.99 1.00이였으며, g는일반지능의잠재요소이기때문에 g에대한측정에서검사들이다르지않을것이라는저자의가설이지지되었다. Watkins(2006) 는전체지능지수와 WISC -Ⅳ의 1차요인점수 4개로설명되는변량을측정하기위해 Schmid와 Leiman(1957) 의직교화절차를사용하였다. 그결과, 전체지능지수요인은전체변량의 38.3%, 공유변량의 71.3% 를설명하는것으로나타났다. 또한전체지능지수요인은어떤다른요인점수보다각 10개하위검사내에서더많은변량을설명하였다. 각소검사는전체지능지수요인의영향과결합하여상당한개별변량을나타내며어느다른 1차요인보다더많은변량 제 4 장지능검사 105