KARAKTERISTIKE JEDNE BATERIJE MJERNIH INSTRUMENATA ZA PROCJENUKONATIVNIH FAKTORA KONSTRUIRANIH S POMOĆU RAČUNALA

FRANJO PROT i KONSTANTIN MOMIROVIĆODJEL ZA KINEZIOLOŠKU PSIHOLOGIJU I SOCIOLOGIJUFAKULTETA ZA FIZIČKU KULTURU SVEUČILIŠTA U ZAGREBU

Na temelju rezult~ta istraživanja Momirovića, S.Horgei K. Bosnar (1982), u kojem je na pozitivno selekcioniranom uzor-ku s obzirom na efikasnost konativnih funkcija primijenjen 31mjerni instrument za procjenu konativnih osobina ličnosti (tj.'primijenjena je kolekcija od 1407 čestica), konstruirano je šestskala pod modelom Momirovića i Ignjatovića (1977) i S.Horge,Ignjatovića, Momirovića i Gredelja (1982), koji pretpostavljapostojanje šest osnovnih konativnih regulacionih sistema defini-ranih kao:

1/ sistem za regulaciju i kontrolu reakcija obrane2/ sistem za regulaciju i kontrolu reakcija napada3/ sistem za regulaciju i kontrolu organskih funkcija4/ sistem za homeostatičku regulaciju5/ sistem za integraciju regulativnih funkcija i6/ sistem za regulaciju ekscitacije i inhibicije.

Opisan je postupak konstrukcije skala s posebnimosvrtom na primjenu elektroničkog računala. Pouzdanost i va-ljanost tako konstruiranih skala znatno premašuje metrijske ka-rakteristike standardnih testova ličnosti.

2/

1. UVOD

Kibernetički model konativnih faktora Momirovićai Ignjatovića, promoviran još 1977 godine, sve do sad nijebio popraćen novom kolekcijom posebno konstruiranih mjernihinstrumenata koji bi ga reprezentirali. Ovo nije kritika va-ljanosti modela, jer, baziran na rezultatima empirijskih is-traživanja ličnosti i s jasnim relacijama s relevantnim teo-rijama konativnog funkcioniranja (Horga, Ignjatović, Momiro-vić i Gredelj, 1982; Momirović, Horga i Bosnar, 1982; Momiro-vić, Bosnar i Prot, 1983; Momirović, Horga i Bosnar, 1984) mo-del je moguće operacionalizirati i uz pomoć kolekcija (ali ve-ćeg broja) postojećih mjernih instrumenata. No, sa stanovištaprakse model je bio slabo upotrebljiv, jer je zahtijevao pri-mjenu prevelikog broja testova, tj. previše vremena i ispita-nika i eksperimentatora, da bi se dobio pouzdan i valjan opispojedine konativne dimenzije.

Stoga, da bi model . Lo šire primj enlj iv, prišlo sekonstrukciji skala namijenjenih procjeni osnovnih šest dimen-zija modela.

2. KONSTRUKCIJA SKALA ZA PROCJENU KONATIVNIH FAKTORA

2.1 Temeljni podaci za konstrukciju skala

Osnovni podaci na temelju kojih je izvršena konstruk~cija skala prikupljeni su u istraživanju Momirovića, Horge iBosnar (1982).

Istraživanje je provedeno na uzorku od 210 studenatadruge i treće godine Fakulteta za fizičku kulturu u Zagrebu,muškog spola, starih od 20 do 25 godina. Uzorak je višestrukopozitivno selekcioniran prema efikasnosti konatiynog f unkc Lo-o,niranja, u prvom redu direktno, na klasifikacijskom ispitu koji

3/

prethodi prijemu na studij, putem liječničkog pregleda i testi-ranja patoloških konativnih dimenzija. Tom prilikom, uzorak jei indirektno selekcioniran testovima motoričkih i kognitivnihsposobnosti, za koje je poznato da su značajno negativno kore-lirani s većinom patoloških konativnih faktora. U uzorak suuvršteni samo studenti koji su s uspjehom pohadjali i položilinajmanje jednu godinu studija, što je vjerojatno takodjer jedanod izvora pozitivne selekcije.

Rezultati na ovako definiranom uzorku omogućuju kon-strukciju mjernih instrumenata prikladnih za procjenu strukturekonativnih osobina populacija karakteriziranih iznadprosječnomefikasnošću konativnih funkcija.

Ispitanici su izmjereni kolekcijom od 1407 česticasadržanih u 31 mjernom instrumentu za procjenu konativnih oso-bina, odabranih tako da omoguće procjenu šest osnovnih regula-tivnih sistema pod kibernetičkim modelom konativnog funkcioni-ranja i da pri tom sačinjavaju veliki i reprezentativni uzorakzadataka kojima se mjere konativne osobine pomoću upitnika.

Izabrani su slijedeći mjerni instrumenti:

- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma a:1. A I, anksioznost iz baterije 18 PF K. Momirovića20 O 3, opsesivnost iz baterije 18 PF K. Momirovića3. S 5, hipersenzitivnost iz baterije 18 PF K. Momirovića4. F 2, fobičnost iz baterije 18 PF K. Momirovića5. CO, osjećaj krivnje iz baterije 16 PF R.B. Cattella;

- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma x:6. G Il, gastrointestinalna konverzija7. K 10, kardiovaskularna konverzija8. H 13, hipohondrija9. E 8, senzorna konverzija10. Z 9, motorna konverzija, svi iz baterije 18 PF K.Momirovića;

4/

- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma a:11. N 14, impulzivnost iz baterije 18 PF K. Momirovića

,12. T 15, agresivnost iz baterije 18 PF K. Momirovića13. SIG 3, oraIna agresivnost iz baterije SIG Momirovića,

~gnjatovića, Radovanovića, Horge, Mejovšeka, Hrnjice,Džamonje, Wolfa i Vučinića

140 CE, dominacija iz baterije 16 PF R.Bo Cattella15. SP 3, nepovjerenje iz kolekcije SP Momirovića, Hrnjice

i Petrovića;

- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma o:16. L 17, shizoidnost iz baterije 18 PF K. Momirovića17. P 18, paranoidnost iz baterije 18 PF Ko Momirovića18. DEL 2, hipomanična disocijacija iz kolekcije DEL Momi-

rovića, Radovanovića, Horge, Wolfa, Mejovšeka, Ignjato-vića i Džamonje

19. D 6, depresivnost iz baterije 18 PF Ko Momirovića20. I 7, inhibitorna konverzija iz baterije 18 PF K. Momi-

rovića21. SIG 2, anaIna agresivnost iz kolekcije SIG Momirovića,

Ignjatovića, Radovanovića, Mejovšeka, Horge, Hrnjice,Džamonje, Wolfa i Vučinića

- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma n:22. DEL L. psihastenična disocijacija iz kolekcije DEL Momi-

rovića, Horge, Wolfa, Mejovšeka, Ignjatovića i Džamonje23. DEL 3, regresivna disocijacija iz kolekcije DEL Momirovića,

Ignjatovića, Radovanovića, Horge, Mejovšeka, Džamonje i\tvolfa

240 SP 5, nekooperativnost iz kolekcije SP Momirovića, Hrnjicei Petrovića

25. CC, ego snaga iz baterije 16 PF R.Bo Cattella'26. CQ4, ergička tenzija iz baterije 16 PF R.B. Cattella;

- za,procjenu konativnog regulativnog mehanizma E::27. M 16, hipomaničnost iz baterije 18 PF K. Momirovića280 EKS 1, ekstraverzija iz Eysenckovog upitnika MPI29. EKS 2, socijalna ekstraverzija autora Momirovića, Rado-

vanovića, Horge, Mejovšeka, Džamonje i Wolfa30. CF, surgencija iz baterije 16 PF RoB. C~ttella310 CH, parmia iz baterije 16 PF R.B. Cattella.

5/

Osnovne metrijske kara teristike primijenjenih mjer-nih instrumenata odredjene su postupcima koje su predložili Mo-mirović i Gredelj (1982), a koje su implementirane u programuRTT-7 K. Momirovića (1982). Rezultat u svakom od mjernih instru-menata odredjen je kao prva glavna komponenta čestica reskalira-nih na Harrisovu metriku (Harris, 1962), nakon eliminacije česti-ca koje generiraju singularitet (Tucker, Cooper, Meredith, 1972;Kaiser, 1976). Neke od karakteristika primijenjenih mjernih in-strumenata prezentirane su u tabeli 1 .(cjelokupna analiza metrij-skih karakteristika objavljena je u Momirović, Horga i Bosnar,1982).

Tabela 1TEST m Pl P2 cl. rtt MSAA-l 78 .95 .999 .92 .89 .92F-2 47 .92 .998 .89 .86 .890-3 36 .87 .995 .86 .84 .80S-s 80 .92 .998 .91 .90 .86CO 26 .63 .96 .75 .65 .49N-14 40 .91 .997 .91 .90 .86CE 26 .55 .93 .67 .60 .46SG-3 30 .87 .995 .91 .91 .84T-15 80 .94 .999 .92 .91 .90SP-3 22 .94 .999 .95 .95 .96E-8 35 .79 .99 .79 .77 .72Z-9 20 .54 .93 .56 .49 .48K-10 27 .82 .99 .77 .68 .67G-ll 25 .76 .98 .72 .78 .63H-13 53 .87 .96 .84 .80 .80L-17 68 .97 .•999 .92 .90 .94P-18 71 .95 .999 .92 .92 .91D-6 48 .98 .999 .82 .78 .81I-7 33 .64 .96 .70 .57 .48DL-2 30 .88 .996 .91 .91 .86SG-2 30 .90 .997 .93 .93 .90CC 26 .71 .97 .79 .74 .57CQ-4 26 .70 .97 .79 .69 .55SP-5 23 .91 .997 .93 .93 .93DL-l 30 .94 .999 .95 .96 .96DL-3 30 .93 .998 .95 .94 .94M-16 80 .95 .999 .95 .95 .93EX-l 26 .81 .99 .83 .75 .70EX-2 30 .79 .99 .84 .80 .71CF 26 .57 .94 .71 .62 .48CH 26 .80 .99 .85 .82 .42m = broj česticaPl = donja granica pouzdanosti na osnovu image modela;P2 = gornja granica pouzdanosti na osnovu image modela;cl. = indeks generalizabilnosti;rtt = mjera pouzdanosti rezultata testa na osnovu interne konzisten-

CijeMSA = mjera reprezent .-'1 tivnosti testa

~/

Struktura konativnih dimenzija utvrdjena je eksplo-rativnom i konfirmativnom faktorskom analizom, procedurom im-plementiranom u programu MAIMONID Momirovića iKaramana (1981)koji izvodi konfirmativnu faktorsku analizu skupa kvantitativ-nih varijabli transformiranih u image oblik, jednom modifika-cijom Thurstone-Holzingerove verzije multigrupne metode pod ge-neraliziranim Guttmanovim modelom faktoriziranja neke matricekovarijanci. Rezultate ove analize program usporedjuje s rezul-tatima dobijenim orthoblique transformacijom inicijalne soluci-je, takodjer dobijenim na varijablama transformiranim u imageoblik, sa brojem faktora koji je odredjen DMEAN kriterijem(Momirović i Štalec, 1973). Obje solucije dobijene u image pro-storu reparametrizira na metriku standardiziranih varijablii odredjuje pouzdanost latentnih dimenzija. Usporedbu dobijenihfinalnih solucija program izvodi na temelju kroskorelacija fak-torskih vrijednosti i koeficijenata kongruencije faktorskihsklopova.

Rezultati hipotetske solucije prezentirani su u ta-beli 2 (sklop hipotetskih faktora), tabeli 3 (korelacije hipo-tetskih faktora) itabeli 4 (struktura hipotetskih faktora).Detaljniji rezultati eksplorativne i konfirmativne analizeprimijenjene baterije konativnih testova, takodjer su objavlje-ni u radu Momirović, Horga i Bosnar (1982).

7/

Tabela 2

SKLOP HIPOTETSKIH FAKTORA

ALPHA SIGMA HI DELTA ETA E

A-l (1.24) -.29 -.17 -012 -.07 .11F-2 ( o 6O) .01 .03 .23 -.25 .050-3 .51 -.58 .19 (084) -.27 .20S-5 (.49) -.04 .19 .08 .03 .13CO (.68) 008 -.06 -061 (.69) -.16N-14 069 (1014) .04 -1.06 -.08 -.07CE -.20 (.68) -.12 017 -.04 .22SG-3 -.81 .46 .03 (•61) .42 -.08T-15 .25 (1.42) -.05 -.17 -.65 -.33SP-3 -041 .45 .16 (.54) -.06 -.11E-8 (.47) .27 .15 019 -.31 -.08Z-9 .30 -.19 (.34) .09 -.18 -.06K-I0 -.08 .08 (1.07) -.50 .14 .06G-ll -.44 .-.28 .61 (.69) -.20 -.01H-13 -.53 -.01 (1.18) -.25 .21 013L-17 .03 -.09 .12 (•76) -024 -.12P-18 .50 .10 -.38 (.94) -046 -.15D-6 -.15 -.26 .30 (1.11) -.63 -.141-7 (062) 018 .14 -.14 -.16 .10DL-2 -.31 .36 -.18 .33 (.54) .16SG-2 -.68 -008 -.01 .67 (•71) .03CC .53 .41 -.20 -.61 (.65) -.30CQ-4 031 .19 .04 -.22 (.53) 007SP-5 -.53 -.37 .03 .62 (1.02) .10DL-l .06 -.29 -.02 -.12 (1.12) 016DL-3 -039 -.30 -.03 .31 (1011) .14.1'-1-16 004 -.24 020 003 .10 (•95)EX-l 008 -.17 .-.06 -.16 .09 (.92)EX-2 .15 .04 -.01 .07 .07 (.73)CF .03 .03 -015 -.13 .42 (•72)CH -.34 -.28 .10 .39 -.39 ( o 79)

81

Tabela 3 KORELACIJE HIPOTETSKIH FAKTORA

ALPHA SIGMA HI DELTA ETA EALPHA 1.00SIGMA .68 1.00HI .79 .61 1.00DELTA .85 .83 .68 1.00ETA .79 .73 .68 .81 1.00E .01 .42 -.06 .09 -.07 1.00

Tabela 4 STRUKTURA HIPOTETSKIH FAKTORAALPHA SIGMA HI DELTA ETA E

A-l (•75) .35 .50 .53 .48 .00F-2 (.62) .46 .49 .57 .43 .100-3 (•76) .46 .61 .71 .50 .05S-s (•71) .55 .62 .63 .57 .11CO (•71) .43 .59 .54 (•76) -.22N-14 053 (.67) .52 .43 .47 .32CE .29 (•68) .22 .47 .34 .53SG-3 .38 (.7O) 038 .65 .64 .13T-15 .51 (.81) .48 .63 .43 .30SP-3 .43 (.62) .44 (.61) .50 .12E-8 (.70) .58 (•62) (•67) .53 .06Z-9 .38 .14 (.41) .27 .23 -.14K-I0 .50 .39 (.80) .34 .44 -.03G-l1 .28 .21 (.42) .33 .22 -.09H-13 .35 .34 (•72) .27 .37 .00L-17 .52 .40 .45 (•58) .42 -.08P-18 .71 .59 .42 (.8l) .53 .04D-6 .35 .22 .36 (.44) .17 -.121-7 (.61) .50 .53 .51 .43 .17DL-2 .51 .78 .38 (•7O) (.7O) .31SG-2 .39 .53 .34 .59 (.65) .00CC .63 .49 .51 .54 (.75) -.21CQ-4 .70 .66 .61 .66 (•76) .09SP-5 .58 .58 .49 .72 (.85) -.07DL-l .64 .52 .52 .61 (.84) -.05DL-3 .53 .54 .43 .62 (.8l) -.04M-16 .15 .41 .12 .18 .06 (.83)EX-l -.15 .16 -.22 -.12 -.21 (.83)EX-2 .29 .56 .18 .35 .22 (.76)CF .16 .46 .04 .23 .21 (•7O)CH -.41 -.08 -.38 -.30 -.53 (.72)

91 '

Reprezentativni uzorak čestica priml]enjene kolek-ci.je mjernih instrumenata dozvoljava da se na oS,novu rezulta-ta ovog istraživanja formira korektno psihometrijski zasnova-na procedura konstrukcije mjernih instrumenata za procjenuparametara kibernetičkog modela konativnih funkcija, u okvirukoje je moguće efikasno koristiti elektroničko računalo.

202 Algoritam konstrukcije skala

al PRELIMINARNE DEFINICIJE

Neka je E= {e.; i=lpooo,n} reprezentativni uzoraki:

entiteta iz neke populacije P.

Neka je L= {Zt; t=l,o"o,q}, sa očekivanim vrijedno-;' stima E(z) =0 i E(Z 2) =1, skup latentnih dimenzija antropološkog

statusa Ao

Neka je R.= {l'. ; c=l,oQo,n.}; j=l,,,oo,m, sa očeki-J JC Jvanim vrijednostima E(r. )=0 i E(r~ )=1, skup stimulusa kojiJC JCčine jedan test za procjenu neke od latentnih dimenzija L.

Neka je V= {V.i j=l,ooo,m} sa očekivanim vrijedno-J .stima E(v.)=O i E(v~)=1, skup testovnih rezultata za procjenu

J Jlatentnih dimenzija L, dobivenih kondenzacijom rezultata enti-teta iz E na česticama iz R. pod nekim prihvatljivim modelom

Jmjerenja.

m mNeka je W = U R.:;; {W ; p= 1, ••• , s; s = L n .}

j=l J P j=l J

sa očekivanim vrijednostima E (w ) =:0i E (W2) = 1, skup svih če-p pstica sadržanih u reprezentativnom uzorku mjernih instrumenatanamijenjenih procjeni latentnih dimenz·ja L antropološkog sta-tusa A.

10/

b/ TESTOVNI REZULTATI

Neka je Kartezijevim (direktnim) produktom

-Z.~E@R.

J J

odredjena matrica Z. = (z. t : ); i=l I ••• In; c=l I ••• In'I dakle.7 J ~/C J

opis entiteta iz E nad skupom čestica nekog testa R ..J

Rezultat u nekom testu R. odredjen pod GuttmanovimJ

modelom mjerenja, kao prva glavna komponenta čestica reskalira-nih na Harrisovu metriku, nakon eliminacije čestoca koje imajunulte unikvitete, izračunat je slijedećim algoritmom:

R. Z~Z . 1= -J J J n

-U~ (diag -1 -1= R. )J J

X. = Z.U~1J J J

- - 1 -H~ = X~X . - = U~IR.U~lJ J J n J J J

-(U~lR.U-l - Ajll)yjl=OJ J

Ajl = max

Y~lY'l=lJ ' J

v. = Z.U 'Y'lA~11/2J J J J J

gdje je-R.

J= matrica korelacija normaliziranih i standardiziranih če-

stica testa= matrica Guttmanovih procjena unikviteta čestica testaU~

J

X.J

= matrica rezultata u česticama testa reskaliranih naHarrisovu metriku

lli

H*: =]

Ajl =

Y j 1 =

v. =]

matrica kovarijanci čestica testa u Harrisovoj metrici;prva svojstvena vrijednost matrice kovarijanci česticau Harrisovoj metrici;

prvi svojstveni vektor matrice kovarijanci čestica uHarrisovoj metrici;Matrica (vektor) standardiziranih vrijednosti ispitanikana prvoj glavnoj komponenti čestica reskaliranih naHarrisovu metriku.

cl HIPOTETSKE FAKTORSKE VRIJEDNOSTI

Neka je Kartezijevim produktom

z -+- E ® V

odredjena matrica Z = (z ..); i=l, .•• ,n; j=l, •.• ,m, dakle, opis~J

entiteta iz E nad skupom testovnih rezultata V.

Hipotetske vrijednosti entiteta e. iz E na skupui:

latentnih dimenzija L koje su odredjene modificiranom multi-grupnom metodom Thurstonea i Holtzingera pod generalnim Guttman-ovim modelom faktorizacije neke matrice kovarijanci, nakontransformacije varijabli iz V u image oblik, izračunate su sli-jedećim algoritmom:

R = ZTZ 1nS2 = (diag R-1)

'±' = ZO - R-1S2)

C = '±'T '±' 1. = R + S 2 R-1 S 2 - 2 S2nG2 = diag C

H = (hj t) j=l, ..• ,m; t=l, ..• ,q

S = H(HTH)-l

<1>* ='±'B

~1* = 1>*T1>*1.= BCSnD2 = diag M*<1> '±'BD-1

12/

s = G-l'l'~!= G-1(R - S2)D-1n

M = D-1M*D-1 = ~T~~

P = SM-1

gdje je

R = matrica korelacija standardiziranih varijabli iz V, od-nosno standardizirani testovni rezultati dobijeni projek-cijom čestica na prvu glavnu komponentu testa u Harrisovojmetrici;

S2 = dijagonalna matrica Guttmanovih procjena unikviteta stan-dardiziranih testovnih rezultata;

'l' = matrica testovnih rezultata transformiranih u image oblik; .

C = matrica kovarijanci image varijabli;

G2 = dijagonalna matrica varijanci image varijabli;

H = selektorska matrica formirana tako da je hOt= 1 ako je ma-nifestna varijabla Vj mjera neke latentne đimenzije ~t' ihjt = O ako varijabla Vj nije direktna mjera dimenzije ~t,uz ograničenje da jedna manifestna varijabla moze biti di-rektna mjera jedne i samo jedne latentne dimenzije iz la-tentnog sustava L;

B = matrica regresijskih pondera za procjenu nestandardizira-nih hipotetskih faktorskih vrijednosti;

matrica nestandardiziranih faktorskih vrijednosti;

M* = matrica kovarijanci hipotetskih faktorskih vrijednosti;

D2 = dijagonalna matrica varijanci nestandardiziranih faktorskihvrijednosti;

~ = matrica standardiziranih faktorskih vrijednosti na hipotet-skim latentnim dimenzijama;

s = matrica strukture hipotetskih faktora;,

M = matrica korelacija hipotetskih faktorskih vrijednosti;p = matrica sklopa hipotetskih faktora.

131

dl IZBOR ČESTICA I FORMIRANJE SKALA

Neka je Kartezijevim produktom

odredjena matrica K= (k. ); i=l, .•• ,m; p=l, •.• ,s, odnosno opis~pentiteta e i E E nad skupom svih čestica primijenjene kolekcijekompozitnih mjernih instrumenata.

rektne mjere nekedinata čestica wplacija čestica wp

Pojedine čestice V G W moguće je prepoznati kao di-pod latentnih dimenzija Zt€ L na osnovu koor-u prostoru latentnih dimenzija Zt€ L i kore-i latentnih dimenzija Zt'

Stoga, ako je K matrica rezultata entiteta u norma-liziranim i standardiziranim č estLćarna W <;;. W, a <p = (<P 't);p i:

i=l, ... ,n; t=l, ... ,q matrica standardiziranih faktorskih vri-jednosti entiteta e.E E na latentnim dimenzijama Z G L,matrica~ tstrukture, odnosno korelacije čestica w i latentnih dimenzija

pZt odredjena je oper~cijom

amatrica sklopa

gdje je M-1 inverz matrice korelacija hipotetskih faktorskihvrijednosti.

Pri formiranju skala za procjenu odredjene latentnedimenzije Zt' kao potencijalne mjere, prednost imaju česticewp sa najvišim projekcijama na tu dimenziju u matricama sklopaA i strukture F.

Neka je

141

vektor projekcija (koordinata) čestica w na latentnu dimenzijupZ , u matrici A, za koju se formira skala.p

toroperatorom uredjenja t sortira se i formira vek-

a*lta~t = max

a* = tat = a* a* > at _pt pt p+l)ta* ..= min

a stst

i uredi vektor projekcija (korelacija) čestica i latentne dimen-z~je Zt u matrici F

tako da se vektor ft u matrici F uskladi sa sortiranim koordinata-ma čestica na latentnoj dimenziji Zt-

Nakon eliminacije tautoloških čestica, i nakon eli-minaCl)e čestica koje imaju jednake projekcije na sve latentne di-menzije moguće je formirati skalu za procjenu latentnih dimenzijaZt na osnovu pozicije čestica wp u vektorima a~ i f~ .

OČito je da broj čestica, neka je označen sa d, no-voformirane skale ~t mora biti takav da osigura zadovoljavajuće me-trijske karakteristike.

el PROCJENA METRIJSKIH SVOJSTAVA

Ovakova tehnika formiranja skala omogućuje da se zasvaku od novokonstruiranih skala ~t procijene osnovna metrijskasvojstva.

Pouzdanost za svaku od skala ~t moguće je procije-niti operacijom

15/ .

rtt(t) = 1 - 1

a procjena valjanosti operacijom

gdje je

3. KONSTRUKCIJA SKALA POMOĆU RAČUNALA

Iz izloženog algoritma vidljivo je da je broj po-trebnih algebarskih operacija toliko velik, da je ova proce-dura konstrukcije realno neizvediva bez korištenja elektronič-kog računala.

Pri konstrukciji skala za procjen:u šest osnovnihdimen:zija kibernet~čkog modela konativnih futikcija to i nijepredstavljalo problem, jer su za sve postupke koji uključujualgebarske operacije korišteni standardni programi u program-skoj biblioteci SRCE*SS-MAKRO ili jednostavniji programi napi-sani u komandnom jeziku SS verzije 5.3 (Zakrajšek, Momirovići štalec, 1974). Takodjer, sve potrebne operacije sortiranjaizvedene su pomoću računala, upotrebom programa za sortiranjeimplementiranih na računalu UNIVAC 1100/42 u programskoj biblio-teci SRCE*UTIL Sveuč~lišnog računskog centra u Zagrebu.

Treba, medjutim, naglasiti da uz obimni posao obra-de podataka, koji je i inače sastavni dio procedura konstrukci-je testova, upotreba računala omogućava proizvoljnu formatiza-ciju izlaznih rezultata, koje je moguće urediti tako da svi

16/

relevantni podaci budu organizirani u logičke cjeline. Priklad-no oblikovanje rezultata ne štedi samo vrijeme, yeć znatno sma-njuje vjerojatnost pogreške pri interpretaciji i donošenju od-luka.

U proceduri konstrukcije, uz numeričke pokazatelje,neophodni podaci su još i porijeklo čestice i sam njezin sadr-žaj. Uz veći broj čestica iz veće kolekcije testova, poveziva-nje numeričkih podataka sa sadržajem čestica koje su zapisanena drugom mjestu predstavlja ozbiljnu poteškoću. Stoga su pri-likom ove konstrukcije u računalo uneseni sadržaj čestice i oz-naka testa iz kog potiče, i zatim svaki put, prikladnim progra-mom, pridruženi numeričkim iz1aznim rezultatima, kao što je po-kazano u tabeli 5.

Tabela 5PRIMJER ISPISA IZ RAČUNALA: KORELACIJE (S) I KOORDINATE (P)ČESTICA NA POJEDINOM FAKTORU (OZNAČENI GRČKIM SLOVIMA), REZULTATSORTIRANJA PO VRIJEDNOSTI KOORDINATA NA FAKTORU a. LIJEVO, OZNA-KA TESTA I REDNOG BROJA U TESTU IZ KOJEG ČESTICA POTIČE. ISPODOZNAKE "TVRDNJA" NALAZI SE SADRŽAJ ČESTICE.

c (J x o n E

29. F-2 23 P .530 .125 .027 -.226 -.204 .011F-2 23 S .311 .145 .191 .117 .088 .05:'::

TVRDNJA:F-2 23 Bojim se psa

30. A-l 47 P .527 -.088 .203 -.010 -.152 -.097A-l 47 S .495 .157 .413 .306 .258 -.124TVRDNJA:A-l 47 Ja sigurno nemam dovoljno samopouzdanja

3I. S-S 23 P .524 -.171 -.088 .089 -.087 .141S-S 23 S .383 .126 .156 .253 .173 .105TVRDNJA:S-S 23 Ne mogu hodati po pijesku ili šećeruS-S 23 koji je prosut po podu

17/

Primjenom navedenih postupaka formirano je šest skala odpo 30 čestica, što je bilo dovoljno da se osigura vrlo visokaprocjena pouzdanosti i valjanosti novih skala (tabela 6).

Tabela 6 - PROCJENA POUZDANOSTI (rtt) i valjanosti (vt) NOVO-KONSTRUIRANIH SKALA

Test rtt vtALPHA-1 .961 .947SIGMA-1 .962 .950HI-1 .963 .952DELTA-1 .961 .947ETA-2 .977 .972EPSILON-1 .967 .959

m = 30

Opisana procedura i rezultati njene primjene ukazuju daje uz korištenje elektroničkog računala moguće provesti kon-strukciju psihologijskih mjernih instrumenata uz rigoroznijepsihometrijske kriterije koji uključuju izbor modela mjerenjai apriorne procjene metrijskih svojstava.

18/

1. Har ris, C.W. :Some Rao-Guttman relationships. Psychometrika, 27(1962), 2,247-263.

2. Horga, S., I.Ignjatović,K.Momirović i M.Gred~lj:Prilog poznavanju strukture konativnih karakteristika. Psi-hologija, 15 (1982), 3 i 4, 17-34 i 3-2l.

3. Kaiser, H.F. :Image and anti-image covariance matrices from a correlationmatrix that may be singular. Psychometrika, 41 (1976), 3,295-300.

4. Momirović, A.:Odredjivanje metrijskih karakteristika psiholoških testovapomoću kompjutera. Diplomski rad na Odsjeku za psihologijuFilozofskog fakulteta u Zagrebu, Zagreb, 1982.

5. Momirović, K., K.Bosnar i F. Prot:Instrumenti i postupci za ispitivanje osobina ličnsoti i kon-trolu psihičke pripremljenoati sportaša. Elaborat, Institutza kineziologiju, Zagreb, 1983.

6. Momirović, K. i M.Gredelj:Primjena elektroničkih računala u odredjivanju metrijskihkarakteristika i izračunavanju testovnih rezultata. Društvopsihologa Hrvatske, Zagreb, 1980.

7. Momirović, K., S.Horga i K.Bosnar:Prilog formiranju jednog kibernetičkog modela strukture ko-nativnih faktora. Kineziologija, 14 (1982), IB 5, 83-108.

8. Momirović, K., S.Horga i K.Bosnar:O mogućnosti sinteze nekih teorija ličnosti na temelju jed-nog kibernetičkog modela. VIlI k6ngres psihologa Jugoslavije,Herceg Novi, 1984.

9. Momirović, K. i I. Ignjatović:Struktura konativnih faktora. Psihologija, 10 (1977), 3-4,25-32.

10. Momirović, K. i Ž. Karaman:MAIMONID - program za konfirmativnu faktorsku analizu. Pro-gramska biblioteka SRCE*SS-MAKRO, Sveučilišni računski cen-tar, Zagreb, 1981.

11. Momirović, K. i J. Štalec:DMEAN i DMAX kriteriji za odredjivanje broja značajnih imagefaktora pri analizi zadataka u psihologijskim testovima.Zbornik radova stručnih skupova "Dani Ramira Bujasa" 1970 i1972, Društvo psihologa Hrvatske, Zagreb, 1973.

12. Tucker, L.R., L.E. Cooper and W ~. Meredith:Obtaining squared multiple correlations from a correlationmatrix wldch may be singular. Psychometrika, 37 (1972), 2,143-148.

13. Zakrajšek, E., J.Štalec i K. Momirović:SS-programski sistem za multivarijatnu' analizu podataka.Zbornik radova simpozija "Kompjuter na Sveučilištu", Zagreb,1974.