FRANJO PROT i KONSTANTIN MOMIROVI ODJEL ZA KINEZIOLOŠKU PSIHOLOGIJU I SOCIOLOGIJU FAKULTETA ZA FIZIKU KULTURU SVEUILIŠTA U ZAGREBU
Na temelju rezult~ta istraivanja Momirovia, S.Horge i K. Bosnar (1982), u kojem je na pozitivno selekcioniranom uzor- ku s obzirom na efikasnost konativnih funkcija primijenjen 31 mjerni instrument za procjenu konativnih osobina linosti (tj.' primijenjena je kolekcija od 1407 estica), konstruirano je šest skala pod modelom Momirovia i Ignjatovia (1977) i S.Horge, Ignjatovia, Momirovia i Gredelja (1982), koji pretpostavlja postojanje šest osnovnih konativnih regulacionih sistema defini- ranih kao:
1/ sistem za regulaciju i kontrolu reakcija obrane 2/ sistem za regulaciju i kontrolu reakcija napada 3/ sistem za regulaciju i kontrolu organskih funkcija 4/ sistem za homeostatiku regulaciju 5/ sistem za integraciju regulativnih funkcija i 6/ sistem za regulaciju ekscitacije i inhibicije.
Opisan je postupak konstrukcije skala s posebnim osvrtom na primjenu elektronikog raunala. Pouzdanost i va- ljanost tako konstruiranih skala znatno premašuje metrijske ka- rakteristike standardnih testova linosti.
2/
1. UVOD
Kibernetiki model konativnih faktora Momirovia i Ignjatovia, promoviran još 1977 godine, sve do sad nije bio popraen novom kolekcijom posebno konstruiranih mjernih instrumenata koji bi ga reprezentirali. Ovo nije kritika va- ljanosti modela, jer, baziran na rezultatima empirijskih is- traivanja linosti i s jasnim relacijama s relevantnim teo- rijama konativnog funkcioniranja (Horga, Ignjatovi, Momiro- vi i Gredelj, 1982; Momirovi, Horga i Bosnar, 1982; Momiro- vi, Bosnar i Prot, 1983; Momirovi, Horga i Bosnar, 1984) mo- del je mogue operacionalizirati i uz pomo kolekcija (ali ve- eg broja) postojeih mjernih instrumenata. No, sa stanovišta prakse 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 opis pojedine konativne dimenzije.
Stoga, da bi model . Lo šire primj enlj iv, prišlo se konstrukciji 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 istraivanju Momirovia, Horge i Bosnar (1982).
Istraivanje je provedeno na uzorku od 210 studenata druge i tree godine Fakulteta za fiziku kulturu u Zagrebu, muškog spola, starih od 20 do 25 godina. Uzorak je višestruko pozitivno selekcioniran prema efikasnosti konatiynog f unkc Lo-o, niranja, u prvom redu direktno, na klasifikacijskom ispitu koji
3/
prethodi prijemu na studij, putem lijenikog pregleda i testi- ranja patoloških konativnih dimenzija. Tom prilikom, uzorak je i indirektno selekcioniran testovima motorikih i kognitivnih sposobnosti, za koje je poznato da su znaajno negativno kore- lirani s veinom patoloških konativnih faktora. U uzorak su uvršteni samo studenti koji su s uspjehom pohadjali i poloili najmanje jednu godinu studija, što je vjerojatno takodjer jedan od izvora pozitivne selekcije.
Rezultati na ovako definiranom uzorku omoguuju kon- strukciju mjernih instrumenata prikladnih za procjenu strukture konativnih osobina populacija karakteriziranih iznadprosjenom efikasnošu konativnih funkcija.
Ispitanici su izmjereni kolekcijom od 1407 estica sadranih u 31 mjernom instrumentu za procjenu konativnih oso- bina, odabranih tako da omogue procjenu šest osnovnih regula- tivnih sistema pod kibernetikim modelom konativnog funkcioni- ranja i da pri tom sainjavaju veliki i reprezentativni uzorak zadataka kojima se mjere konativne osobine pomou upitnika.
Izabrani su slijedei mjerni instrumenti:
- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma a: 1. A I, anksioznost iz baterije 18 PF K. Momirovia 20 O 3, opsesivnost iz baterije 18 PF K. Momirovia 3. S 5, hipersenzitivnost iz baterije 18 PF K. Momirovia 4. F 2, fobinost iz baterije 18 PF K. Momirovia 5. CO, osjeaj krivnje iz baterije 16 PF R.B. Cattella;
- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma x: 6. G Il, gastrointestinalna konverzija 7. K 10, kardiovaskularna konverzija 8. H 13, hipohondrija 9. E 8, senzorna konverzija 10. Z 9, motorna konverzija, svi iz baterije 18 PF K.Momirovia;
4/
- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma a: 11. N 14, impulzivnost iz baterije 18 PF K. Momirovia
,12. T 15, agresivnost iz baterije 18 PF K. Momirovia 13. SIG 3, oraIna agresivnost iz baterije SIG Momirovia,
~gnjatovia, Radovanovia, Horge, Mejovšeka, Hrnjice, Damonje, Wolfa i Vuinia
140 CE, dominacija iz baterije 16 PF R.Bo Cattella 15. SP 3, nepovjerenje iz kolekcije SP Momirovia, Hrnjice
i Petrovia;
- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma o: 16. L 17, shizoidnost iz baterije 18 PF K. Momirovia 17. P 18, paranoidnost iz baterije 18 PF Ko Momirovia 18. DEL 2, hipomanina disocijacija iz kolekcije DEL Momi-
rovia, Radovanovia, Horge, Wolfa, Mejovšeka, Ignjato- via i Damonje
19. D 6, depresivnost iz baterije 18 PF Ko Momirovia 20. I 7, inhibitorna konverzija iz baterije 18 PF K. Momi-
rovia 21. SIG 2, anaIna agresivnost iz kolekcije SIG Momirovia,
Ignjatovia, Radovanovia, Mejovšeka, Horge, Hrnjice, Damonje, Wolfa i Vuinia
- za procjenu konativnog regulativnog mehanizma n: 22. DEL L. psihastenina disocijacija iz kolekcije DEL Momi-
rovia, Horge, Wolfa, Mejovšeka, Ignjatovia i Damonje 23. DEL 3, regresivna disocijacija iz kolekcije DEL Momirovia,
Ignjatovia, Radovanovia, Horge, Mejovšeka, Damonje i \tvolfa
240 SP 5, nekooperativnost iz kolekcije SP Momirovia, Hrnjice i Petrovia
25. CC, ego snaga iz baterije 16 PF R.Bo Cattella' 26. CQ4, ergika tenzija iz baterije 16 PF R.B. Cattella;
- za,procjenu konativnog regulativnog mehanizma E:: 27. M 16, hipomaninost iz baterije 18 PF K. Momirovia 280 EKS 1, ekstraverzija iz Eysenckovog upitnika MPI 29. EKS 2, socijalna ekstraverzija autora Momirovia, Rado-
vanovia, Horge, Mejovšeka, Damonje i Wolfa 30. CF, surgencija iz baterije 16 PF RoB. C~ttella 310 CH, parmia iz baterije 16 PF R.B. Cattella.
5/
Osnovne metrijske kara teristike primijenjenih mjer- nih instrumenata odredjene su postupcima koje su predloili Mo- mirovi i Gredelj (1982), a koje su implementirane u programu RTT-7 K. Momirovia (1982). Rezultat u svakom od mjernih instru- menata odredjen je kao prva glavna komponenta estica reskalira- nih na Harrisovu metriku (Harris, 1962), nakon eliminacije esti- 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 Momirovi, Horga i Bosnar, 1982).
Tabela 1 TEST m Pl P2 cl. rtt MSA A-l 78 .95 .999 .92 .89 .92 F-2 47 .92 .998 .89 .86 .89 0-3 36 .87 .995 .86 .84 .80 S-s 80 .92 .998 .91 .90 .86 CO 26 .63 .96 .75 .65 .49 N-14 40 .91 .997 .91 .90 .86 CE 26 .55 .93 .67 .60 .46 SG-3 30 .87 .995 .91 .91 .84 T-15 80 .94 .999 .92 .91 .90 SP-3 22 .94 .999 .95 .95 .96 E-8 35 .79 .99 .79 .77 .72 Z-9 20 .54 .93 .56 .49 .48 K-10 27 .82 .99 .77 .68 .67 G-ll 25 .76 .98 .72 .78 .63 H-13 53 .87 .96 .84 .80 .80 L-17 68 .97 .•999 .92 .90 .94 P-18 71 .95 .999 .92 .92 .91 D-6 48 .98 .999 .82 .78 .81 I-7 33 .64 .96 .70 .57 .48 DL-2 30 .88 .996 .91 .91 .86 SG-2 30 .90 .997 .93 .93 .90 CC 26 .71 .97 .79 .74 .57 CQ-4 26 .70 .97 .79 .69 .55 SP-5 23 .91 .997 .93 .93 .93 DL-l 30 .94 .999 .95 .96 .96 DL-3 30 .93 .998 .95 .94 .94 M-16 80 .95 .999 .95 .95 .93 EX-l 26 .81 .99 .83 .75 .70 EX-2 30 .79 .99 .84 .80 .71 CF 26 .57 .94 .71 .62 .48 CH 26 .80 .99 .85 .82 .42 m = broj estica Pl = 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-
Cije MSA = mjera reprezent .-'1 tivnosti testa
~/
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 analize primijenjene baterije konativnih testova, takodjer su objavlje- ni u radu Momirovi, Horga i Bosnar (1982).
7/
ALPHA SIGMA HI DELTA ETA E
A-l (1.24) -.29 -.17 -012 -.07 .11 F-2 ( o 6O) .01 .03 .23 -.25 .05 0-3 .51 -.58 .19 (084) -.27 .20 S-5 (.49) -.04 .19 .08 .03 .13 CO (.68) 008 -.06 -061 (.69) -.16 N-14 069 (1014) .04 -1.06 -.08 -.07 CE -.20 (.68) -.12 017 -.04 .22 SG-3 -.81 .46 .03 (•61) .42 -.08 T-15 .25 (1.42) -.05 -.17 -.65 -.33 SP-3 -041 .45 .16 (.54) -.06 -.11 E-8 (.47) .27 .15 019 -.31 -.08 Z-9 .30 -.19 (.34) .09 -.18 -.06 K-I0 -.08 .08 (1.07) -.50 .14 .06 G-ll -.44 .-.28 .61 (.69) -.20 -.01 H-13 -.53 -.01 (1.18) -.25 .21 013 L-17 .03 -.09 .12 (•76) -024 -.12 P-18 .50 .10 -.38 (.94) -046 -.15 D-6 -.15 -.26 .30 (1.11) -.63 -.14 1-7 (062) 018 .14 -.14 -.16 .10 DL-2 -.31 .36 -.18 .33 (.54) .16 SG-2 -.68 -008 -.01 .67 (•71) .03 CC .53 .41 -.20 -.61 (.65) -.30 CQ-4 031 .19 .04 -.22 (.53) 007 SP-5 -.53 -.37 .03 .62 (1.02) .10 DL-l .06 -.29 -.02 -.12 (1.12) 016 DL-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 E ALPHA 1.00 SIGMA .68 1.00 HI .79 .61 1.00 DELTA .85 .83 .68 1.00 ETA .79 .73 .68 .81 1.00 E .01 .42 -.06 .09 -.07 1.00
Tabela 4 STRUKTURA HIPOTETSKIH FAKTORA ALPHA SIGMA HI DELTA ETA E
A-l (•75) .35 .50 .53 .48 .00 F-2 (.62) .46 .49 .57 .43 .10 0-3 (•76) .46 .61 .71 .50 .05 S-s (•71) .55 .62 .63 .57 .11 CO (•71) .43 .59 .54 (•76) -.22 N-14 053 (.67) .52 .43 .47 .32 CE .29 (•68) .22 .47 .34 .53 SG-3 .38 (.7O) 038 .65 .64 .13 T-15 .51 (.81) .48 .63 .43 .30 SP-3 .43 (.62) .44 (.61) .50 .12 E-8 (.70) .58 (•62) (•67) .53 .06 Z-9 .38 .14 (.41) .27 .23 -.14 K-I0 .50 .39 (.80) .34 .44 -.03 G-l1 .28 .21 (.42) .33 .22 -.09 H-13 .35 .34 (•72) .27 .37 .00 L-17 .52 .40 .45 (•58) .42 -.08 P-18 .71 .59 .42 (.8l) .53 .04 D-6 .35 .22 .36 (.44) .17 -.12 1-7 (.61) .50 .53 .51 .43 .17 DL-2 .51 .78 .38 (•7O) (.7O) .31 SG-2 .39 .53 .34 .59 (.65) .00 CC .63 .49 .51 .54 (.75) -.21 CQ-4 .70 .66 .61 .66 (•76) .09 SP-5 .58 .58 .49 .72 (.85) -.07 DL-l .64 .52 .52 .61 (.84) -.05 DL-3 .53 .54 .43 .62 (.8l) -.04 M-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 estica priml]enjene kolek- ci.je mjernih instrumenata dozvoljava da se na oS,novu rezulta- ta ovog istraivanja formira korektno psihometrijski zasnova- na procedura konstrukcije mjernih instrumenata za procjenu parametara kibernetikog modela konativnih funkcija, u okviru koje je mogue efikasno koristiti elektroniko raunalo.
202 Algoritam konstrukcije skala
entiteta iz neke populacije P.
Neka je L= {Zt; t=l,o"o,q}, sa oekivanim 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 oeki-J JC J vanim vrijednostima E(r. )=0 i E(r~ )=1, skup stimulusa kojiJC JC ine jedan test za procjenu neke od latentnih dimenzija L.
Neka je V= {V.i j=l,ooo,m} sa oekivanim vrijedno-J . stima E(v.)=O i E(v~)=1, skup testovnih rezultata za procjenu
J J latentnih dimenzija L, dobivenih kondenzacijom rezultata enti- teta iz E na esticama iz R. pod nekim prihvatljivim modelom
J mjerenja.
m m Neka je W = U R.:;; {W ; p= 1, ••• , s; s = L n .}
j=l J P j=l J
sa oekivanim vrijednostima E (w ) =:0i E (W2) = 1, skup svih e-p p stica sadranih u reprezentativnom uzorku mjernih instrumenata namijenjenih procjeni latentnih dimenz·ja L antropološkog sta- tusa A.
10/
- 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 estica nekog testa R .. J
Rezultat u nekom testu R. odredjen pod Guttmanovim J
modelom mjerenja, kao prva glavna komponenta estica reskalira- nih na Harrisovu metriku, nakon eliminacije estoca koje imaju nulte unikvitete, izraunat je slijedeim algoritmom:
R. Z~Z . 1= - J J J n
-U~ (diag -1 -1= R. ) J J
X. = Z.U~1 J J J
- - 1 -H~ = X~X . - = U~IR.U~l J J J n J J J
-(U~lR.U-l - Ajll)yjl=O J J
Ajl = max
gdje je -R.
stica testa = matrica Guttmanovih procjena unikviteta estica testaU~
J
lli
H*: = ]
Ajl =
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 skupu i:
latentnih dimenzija L koje su odredjene modificiranom multi- grupnom metodom Thurstonea i Holtzingera pod generalnim Guttman- ovim modelom faktorizacije neke matrice kovarijanci, nakon transformacije varijabli iz V u image oblik, izraunate su sli- jedeim algoritmom:
R = ZTZ 1n S2 = (diag R-1)
'±' = ZO - R-1S2)
C = '±'T '±' 1. = R + S 2 R-1 S 2 - 2 S2n G2 = diag C
H = (hj t) j=l, ..• ,m; t=l, ..• ,q
S = H(HTH)-l
<1>* ='±'B
~1* = 1>*T1>*1.= BCSn D2 = diag M* <1> '±'BD-1
12/
R = matrica korelacija standardiziranih varijabli iz V, od- nosno standardizirani testovni rezultati dobijeni projek- cijom estica na prvu glavnu komponentu testa u Harrisovoj metrici;
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 imenzije ~t' i hjt = O ako varijabla Vj nije direktna mjera dimenzije ~t, uz ogranienje 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;
D2 = dijagonalna matrica varijanci nestandardiziranih faktorskih vrijednosti;
~ = 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
Neka je Kartezijevim produktom
odredjena matrica K= (k. ); i=l, .•• ,m; p=l, •.• ,s, odnosno opis~p entiteta e i E E nad skupom svih estica primijenjene kolekcije kompozitnih mjernih instrumenata.
rektne mjere neke dinata estica wp lacija estica wp
Pojedine estice V G W mogue je prepoznati kao di-p od 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 estLarna 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~ t strukture, odnosno korelacije estica w i latentnih dimenzija
p Zt odredjena je oper~cijom
amatrica sklopa
gdje je M-1 inverz matrice korelacija hipotetskih faktorskih vrijednosti.
Pri formiranju skala za procjenu odredjene latentne dimenzije Zt' kao potencijalne mjere, prednost imaju estice wp sa najvišim projekcijama na tu dimenziju u matricama sklopa A i strukture F.
Neka je
141
vektor projekcija (koordinata) estica w na latentnu dimenzijup Z , u matrici A, za koju se formira skala.p
tor operatorom uredjenja t sortira se i formira vek-
a*lt a~t = max
a* = tat = a* a* > at _pt pt p+l)t a* ..= min
a st st
i uredi vektor projekcija (korelacija) estica i latentne dimen- z~je Zt u matrici F
tako da se vektor ft u matrici F uskladi sa sortiranim koordinata- ma estica na latentnoj dimenziji Zt-
Nakon eliminacije tautoloških estica, i nakon eli- minaCl)e estica koje imaju jednake projekcije na sve latentne di- menzije mogue je formirati skalu za procjenu latentnih dimenzija Zt na osnovu pozicije estica wp u vektorima a~ i f~ .
Oito je da broj estica, neka je oznaen sa d, no- voformirane skale ~t mora biti takav da osigura zadovoljavajue me- trijske karakteristike.
el PROCJENA METRIJSKIH SVOJSTAVA
Ovakova tehnika formiranja skala omoguuje da se za svaku od novokonstruiranih skala ~t procijene osnovna metrijska svojstva.
Pouzdanost za svaku od skala ~t mogue je procije- niti operacijom
15/ .
3. KONSTRUKCIJA SKALA POMOU RAUNALA
Iz izloenog algoritma vidljivo je da je broj po- trebnih algebarskih operacija toliko velik, da je ova proce- dura konstrukcije realno neizvediva bez korištenja elektroni- kog raunala.
Pri konstrukciji skala za procjen:u šest osnovnih dimen:zija kibernet~kog modela konativnih futikcija to i nije predstavljalo problem, jer su za sve postupke koji ukljuuju algebarske operacije korišteni standardni programi u program- skoj biblioteci SRCE*SS-MAKRO ili jednostavniji programi napi- sani u komandnom jeziku SS verzije 5.3 (Zakrajšek, Momirovi i štalec, 1974). Takodjer, sve potrebne operacije sortiranja izvedene su pomou raunala, upotrebom programa za sortiranje implementiranih na raunalu UNIVAC 1100/42 u programskoj biblio- teci SRCE*UTIL Sveu~lišnog raunskog centra u Zagrebu.
Treba, medjutim, naglasiti da uz obimni posao obra- de podataka, koji je i inae sastavni dio procedura konstrukci- je testova, upotreba raunala omoguava proizvoljnu formatiza- ciju izlaznih rezultata, koje je mogue urediti tako da svi
16/
relevantni podaci budu organizirani u logike cjeline. Priklad- no oblikovanje rezultata ne štedi samo vrijeme, ye znatno sma- njuje vjerojatnost pogreške pri interpretaciji i donošenju od- luka.
U proceduri konstrukcije, uz numerike pokazatelje, neophodni podaci su još i porijeklo estice i sam njezin sadr- aj. Uz vei broj estica iz vee kolekcije testova, poveziva- nje numerikih podataka sa sadrajem estica koje su zapisane na drugom mjestu predstavlja ozbiljnu poteškou. Stoga su pri- likom ove konstrukcije u raunalo uneseni sadraj estice i oz- naka testa iz kog potie, i zatim svaki put, prikladnim progra- mom, pridrueni numerikim iz1aznim rezultatima, kao što je po- kazano u tabeli 5.
Tabela 5 PRIMJER ISPISA IZ RAUNALA: KORELACIJE (S) I KOORDINATE (P) ESTICA NA POJEDINOM FAKTORU (OZNAENI GRKIM SLOVIMA), REZULTAT SORTIRANJA PO VRIJEDNOSTI KOORDINATA NA FAKTORU a. LIJEVO, OZNA- KA TESTA I REDNOG BROJA U TESTU IZ KOJEG ESTICA POTIE. ISPOD OZNAKE "TVRDNJA" NALAZI SE SADRAJ ESTICE.
c (J x o n E
29. F-2 23 P .530 .125 .027 -.226 -.204 .011 F-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 -.097 A-l 47 S .495 .157 .413 .306 .258 -.124 TVRDNJA: A-l 47 Ja sigurno nemam dovoljno samopouzdanja
3I. S-S 23 P .524 -.171 -.088 .089 -.087 .141 S-S 23 S .383 .126 .156 .253 .173 .105 TVRDNJA: S-S 23 Ne mogu hodati po pijesku ili šeeru S-S 23 koji je prosut po podu
17/
Primjenom navedenih postupaka formirano je šest skala od po 30 estica, što je bilo dovoljno da se osigura vrlo visoka procjena pouzdanosti i valjanosti novih skala (tabela 6).
Tabela 6 - PROCJENA POUZDANOSTI (rtt) i valjanosti (vt) NOVO- KONSTRUIRANIH SKALA
Test rtt vt ALPHA-1 .961 .947 SIGMA-1 .962 .950 HI-1 .963 .952 DELTA-1 .961 .947 ETA-2 .977 .972 EPSILON-1 .967 .959
m = 30
Opisana procedura i rezultati njene primjene ukazuju da je uz korištenje elektronikog raunala mogue provesti kon- strukciju psihologijskih mjernih instrumenata uz rigoroznije psihometrijske kriterije koji ukljuuju izbor modela mjerenja i apriorne procjene metrijskih svojstava.
18/
1. Har ris, C.W. : Some Rao-Guttman relationships. Psychometrika, 27(1962), 2, 247-263.
2. Horga, S., I.Ignjatovi,K.Momirovi 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 correlation matrix that may be singular. Psychometrika, 41 (1976), 3, 295-300.
4. Momirovi, A.: Odredjivanje metrijskih karakteristika psiholoških testova pomou kompjutera. Diplomski rad na Odsjeku za psihologiju Filozofskog fakulteta u Zagrebu, Zagreb, 1982.
5. Momirovi, K., K.Bosnar i F. Prot: Instrumenti i postupci za ispitivanje osobina linsoti i kon- trolu psihike pripremljenoati sportaša. Elaborat, Institut za kineziologiju, Zagreb, 1983.
6. Momirovi, K. i M.Gredelj: Primjena elektronikih raunala u odredjivanju metrijskih karakteristika i izraunavanju testovnih rezultata. Društvo psihologa Hrvatske, Zagreb, 1980.
7. Momirovi, K., S.Horga i K.Bosnar: Prilog formiranju jednog kibernetikog modela strukture ko- nativnih faktora. Kineziologija, 14 (1982), IB 5, 83-108.
8. Momirovi, K., S.Horga i K.Bosnar: O mogunosti sinteze nekih teorija linosti na temelju jed- nog kibernetikog modela. VIlI k6ngres psihologa Jugoslavije, Herceg Novi, 1984.
9. Momirovi, K. i I. Ignjatovi: Struktura konativnih faktora. Psihologija, 10 (1977), 3-4, 25-32.
10. Momirovi, K. i . Karaman: MAIMONID - program za konfirmativnu faktorsku analizu. Pro- gramska biblioteka SRCE*SS-MAKRO, Sveuilišni raunski cen- tar, Zagreb, 1981.
11. Momirovi, K. i J. Štalec: DMEAN i DMAX kriteriji za odredjivanje broja znaajnih image faktora pri analizi zadataka u psihologijskim testovima. Zbornik radova strunih skupova "Dani Ramira Bujasa" 1970 i 1972, Društvo psihologa Hrvatske, Zagreb, 1973.
12. Tucker, L.R., L.E. Cooper and W ~. Meredith: Obtaining squared multiple correlations from a correlation matrix wldch may be singular. Psychometrika, 37 (1972), 2, 143-148.
13. Zakrajšek, E., J.Štalec i K. Momirovi: SS-programski sistem za multivarijatnu' analizu podataka. Zbornik radova simpozija "Kompjuter na Sveuilištu", Zagreb, 1974.