nov način utvrđivanja simptomatske valjanosti testova

PSIHOLOGIJA, 1998, 4, 385-396

UDK 159.9.072.59

385

Nov način utvrđivanja simptomatske valjanosti testova

PETAR KOSTIĆ

Institut za vojnostrategijska istraživanja i Vojna akademija VJ

ZORAN ANÐELKOVIĆ LOLA-korporacija

Poznato je da se u psihometriji koristi, kao jedan od dokaza simptomatske valjanosti novog testa, visina korelacije skala tog testa sa sadržajno sličnim skalama "starih", u praksi proverenih testova (konkurentska valjanost). U radu se predlaže nov, strožiji, način utvrđivanja simptomatske valjanosti. Suština je u tome da se skale starog testa simuliraju kolekcijom stavki novog testa, zatim da autor testa precizno navede postupak "prevodjenja" skala starog na skale novog testa. Osim teorijskog aspekta rad ima i praktične ambicije: merenje osobina ličnosti čiji su "originalni" testovi "prozirni" za visoko selekcionirane grupe ispitanika (na primer, merenje inteligencije intelektualaca ili psihopatije psihologa). Ideju za ovaj rad dobili smo primenjujući Momirovićev-Hošek "konativni test inteligencije". Za primer ćemo simulirati sve skale testa MMPI-201 testom PIE-JRS na uzorku mladića (N=290), zatim ćemo isti postupak ponoviti na drugom, nezavisnom -krosvalidacijskom uzorku dokazavši da je primena prvog testa čist gubitak vremena ako se istim ispitanicima zadaje drugi. I obratno! Ključne reči: test, simptomatska (konkurentska) valjanost, kompatibilnost, MMPI-201, PIE-JRS.

Valjanost nekog testa je (Krković, 1974; Bukvić, 1982) merna karakteristika koja pokazuje u kojoj meri je njegovom upotrebom moguće postići neke praktične ili teorijske ciljeve. Ciljevi upotrebe mogu da budu utvrđivanje trenutnog psihičkog stanja ispitanika, prognoza njihovog ponašanja u budućnosti spram neke vantestovne aktivnosti i/ili zaključivanje o (ne)posedovanju nekih psiholoških konstrukata (hipotetičkih svojstava). Dakle, reč je o sadržajnoj, dijagnostičko-prognostičkoj i simptomatskoj valjanosti. Ukoliko je moguće upotrebom testa postići navedene ciljeve s verovatnoćom tačnosti praktično većom nego

P. Kostić, Z. Anđelković

386

neupotrebom testa velimo da je taj test valjan. Podaci o svakom obliku valjanosti bitna su i nezaobilazna informacija u pruručniku za svaki test. Grubo rečeno, testovi mogu biti fundamentalno-strukturalni ili aplikativni. U prvom slučaju se radi o testovima koji bi trebalo da pokrivaju ceo prostor ličnosti; sve njene aspekte i domene. Radi se o uticajnim psihološkim modelima, teorijski seriozno utemeljenim, kao što su Gilfordov, Katelov, Ajzenkov, "big-five" ili kibernetički. U drugom slučaju reč je o mernim instrumentima namenjenim rešenju nekih užih praktičnih problema i dilema. Bilo kom području da test pripada njegov konstruktor se (skoro) uvek odlučuje da navede podatke o korelacijama dimenzija novog testa sa dimenzijama već postojećih testova čija valjanost manje-više nije sporna. Utvrđivanje konkurentske valjanosti je nesporno korisno za sve: autora testa, izdavača i korisnike. Jasno je da će svakom obučenom psihologu biti korisnije i razumljivije značenje korelacija nekog novog monofaktorskog testa sa, na primer, dimenzijama nivoa aktivacije, regulacije organskih funkcija, funkcija napada i odbrane, te funkcija koordinacije ili integracije koje meri konativni test KON6 (Momirović, Wolf i Džamonja, 1992) nego prognostička snaga istog testa sa efikasnošću kosmonauta na Mesecu. To nije samo zato što će ova druga namena testa biti retka već i zato što svako može proveriti navedene podatke jednokratnim zadavanjem oba testa istim ispitanicima. S druge strane, nije nepoznato da su, praktično, samo dve testovne situacuje manje-više pošteđene manipulatorskih namera naših ispitanika; klinička i istraživačka. Ipak i ove situacije nisu sasvim pošteđene nenamernog "varanja". Uglavnom je nepoznata ozbiljnost ispitanika u istraživačkoj situaciji i njihova mogućnost da daju tačan opis sopstvene ličnosti u kliničkim uslovima primene testova. U literaturi o tome ima malo podataka. Poznato je na primer, da su manje inteligentni ispitanici neozbiljni, a inteligentniji skloni samoobmanivanju (Momirović, 1998). S tim u skladu nije teško predvideti smer iskrivljivanja testovnih podataka. Naravno, da bi ste mogli saznati smer distorzije rezultata morate, pored ciljnih mera imati i podatak o inteligenciji ispitanika. Verovatno je da su protivurečni podaci o faktorskoj strukturi i mernim karakteristikama istih testova više kontaminirani ovim svojstvima ispitanika nego nestabilnošću i realnom egzistencijom samog konstrukta i predmeta merenja. U većini praktičnih testovnih situacija skorovi ispitanika su u izvesnoj meri iskrivljeni ciljevima testiranja. Na primer, skorovi na konativnim testovima u selekciji više su određeni očekivanjima ispitanika kako da odgovaraju na stavke da bi "prošli" nego (ne)posedovanjem simptoma koji su predmet merenja. "Prozirnost" konativnih testova je nerešiv problem u merenju ličnosti. Uključivanje kontrolnih skala u baterije ima više informativni nego praktični značaj; činjenica da znamo da je ispitanik varao malo nam pomaže da odgovorimo na pitanje o njegovim osobinama i strukturi ličnosti. Navedeni problemi nisu i jedini u psihometriji! Kako, na primer, izmeriti inteligenciju intelektualaca (test inteligencije je za njih "proziran"), emocionalnu nestabilnost ili psihopatološku strukturu ispitanika-psihologa kojima, zbog profesionalne obuke, ljudsko ponašanje i poremećaji nisu strani!? Autor ovog rada nije jedini psiholog koji je više puta morao da naručiocu psihološke eksploracije podnese izveštaj o svojim kolegama.


387

Gore navedeni problemi u psihometriji su izvorna motivacija za ovaj rad. Konstrukcija i provera nekognitivnog testa inteligencije (Momirović, Hošek, Kostić, i Jelenković 1998) bila je osnovni putokaz u pokušaju rešenja.

Cilj rada

Predložiti i obrazložiti nov, strožiji standard za konstrukciju psiholoških testova da bi se rad psihologa u praksi učinio racionalnim, bez gubitka na valjanosti merenja. Novokonstruisani testovi bi morali da imaju bolju dijagnostičku i prognostičku, dovoljno visoku konkurentsku valjanost (uz pristojne druge metrijske karakteristike) u odnosu na "stare testove", da budu s njima kompatibilni i da sadrže postupak prevodjenja skorova "starih" na mernu skalu "novih" testova. Psi-hološki testovi, naročito konativni, bi mogli da budu tako konstruisani i proveravani da predmet njihovog merenja bude potpuno nepoznat svim grupama ispitanika. Drugim rečima, novorazvijeni test bi morao da može da inkorporira u sebe toliko veliki iznos informacija koje daje konkurentski test da bi ga psiholozi rado prihvatili. Logiku i postupak ćemo prikazati simulirajući merne skale testa MMPI-201 ("stari test") kolekcijom stavki i mernim skalama testa PIE-JRS ("novi test") tako da primenu jednog od njih, na istom uzorku ispitanika, učinimo izlišnom.

Uzorak1 Mladići (N=290), uzrasta 17-27 godina (AS=20.5) redovnog školovanja u rasponu 8-16 (AS=10.2) na odsluženju kadrovskog vojnog roka jednokratno su ispitani, između ostalih, testovima MMPI-201 i PIE-JRS. Svi ispitanici su bili psihijatrijski ispitivani zato što je njihova prilagođenost zahtevima vojne orga-nizacije bila slaba, ali oni su (u praktičnom smislu) bili klinički zdrave osobe. Niko od njih nije bio psihijatrijski hospitalizovan pre dolaska u VJ (bili bi eliminisani na regrutaciji), a niko (koliko je nama poznato) nije završio u psihijatrijskoj ustanovi bez obzira da li je ili nije bio oslobođen služenja vojnog roka. Očigledno je da je ovakav uzorak dosta dobar za ciljeve ovog rada. Uzorak krosvalidacionog ispitivanja su činili ispitanici-klijenti medicine rada (N=134) koji su, iz različitih razloga, psihološki eksplorirani tokom prethodne dve i tekuće godine, a ispitivani su računarskim verzijama testova MMPI-201 i PIE-JRS. Ovaj uzorak je bio "prosečan" po sociološkim parametrima: 73 ispitanika ženskog i 61 muškog pola, prosečne starosti 34 godine, u rasponu od 17 do 58 godina.

———————— 1 Izjave zahvalnosti: Izvesno je da podaci u ovom istraživanju nisu autorovi. Podatke za

istraživački (validacioni) uzorak ustupila nam je mr Gordana Dedić, specijalista-psihijatar sa VMC-Karaburma iz svog, još neobjavljenog, doktorskog rada. Podaci krosvalidacijskog istraživanja "skinuti" su sa računara dozvolom dr Snežane Labus, specijaliste-psihijatra i Bojane Nenezić-Božinović, kliničkog psihologa iz Medicine rada Doma zdravlja u Železniku. Da ne bi njihove dobrote ne bi bilo ovog rada.


388

Postupak, rezultati i diskusija rezultata

Stavke protokola testova su unete u računarsku bazu podataka (dBASE3+), a zatim su programski izračunati skorovi skala u skladu sa Priručnikom za PIE-JRS (Kostić, 1997) i Priručnikom za MMPI-201 (Biro i Berger, 1981). Skale MMPI su korigovane za K i izračunati su T-skorovi svih skala, ali ne po navedenom, standardnom, Priručniku zato što je naš uzorak uzrasno, obrazovno i situaciono homogen, pa su i drugačije norme adekvatnije (Kostić i Lovre 1991). Statistici sirovih skorova skala oba testa navedeni su u Tabeli 1 (1-9 su dimenzije PIE-JRS, 10-20 su skale MMPI-201). Rekosmo da su u Tabeli 1 navedeni opisni statistici oba testa. Već leti-mičnim pregledom podataka testa MMPI-201 nije teško da se uoče značajna, ponekad začuđujuće velika odstupanja od validacionih podataka iz Priručnika. Naravno, to je uzrokovano karakteristikama našeg istraživačkog uzorka. Po opi-snim testovnim pokazateljima ovi ispitanici su sličniji kliničkoj nego zdravoj popu-laciji, osim već istaknutog podatka da su oni praktično normalni mladi ljudi izuzev što su neprilagođeni vojsci.

Tabela 1: Opisni statistici skala oba testa (AS-aritmetička sredina, SD-

standardna devijacija, MIN-MAX je najniži i naviši sirovi skor, dok je SG-AS standardna greška aritmetičke sredine)

R.B Ime varijable AS SD MIN MAX SG-AS 1 INKORPORACIJA 27.948 13.473 0 43 0.793 2 ZASTITA 19.614 9.122 0 34 0.537 3 ORIJENTACIJA 12.697 6.948 0 28 0.409 4 LISENOST 10.862 7.318 0 25 0.430 5 ODBACIVANJE 10.603 8.597 0 29 0.506 6 AGRESIJA 16.138 13.027 0 43 0.766 7 ISTRAŽIVANJE 13.407 6.489 1 24 0.382 8 REPRODUKCIJA 24.379 11.420 0 38 0.672 9 B I A S 29.148 12.551 1 45 0.738 10 L-Socijalna poželjnost ogovora 5.438 2.642 0 12 0.155 11 F-Tipičnost reakcija 8.976 7.007 0 34 0.412 12 K-Potiskivanje 11.772 4.140 4 23 0.244 13 Hs-Hipohondrija 16.593 6.056 6 33 0.356 14 D-Depresija 18.086 8.456 4 39 0.497 15 Hy-Histerija 17.672 6.674 7 33 0.393 16 Pd-Psihopatska devijantnost 18.500 5.474 8 35 0.322 17 Pa-Paranoja 10.700 6.109 0 26 0.359 18 Pt-Psihostenija 26.845 5.965 14 43 0.351 19 Sc-Shizofrenija 29.941 8.418 15 51 0.495 20 Ma-Maskulinost 15.021 2.925 7 24 0.172


389

Tabela 2 sadrži relacije (u obliku korelacija) stavki i skala oba testa u traganju za optimalnim postupkom prevođenja MMPI-a u PIE-JRS. Iz Tabele 2 je očigledno da je svaki od tri načina (r3, r4 i r5) bolji (manje-više, od skale do skale, ali ne i uvek značajno bolji) od originalnih kolekcija stavki testa MMPI. Svakako, moguć je i obrnut postupak: stavkama/skalama MMPI-a simulirati skale PIE-JRS, čime se mi, ovom prilikom, nismo bavili.

Tabela 2: Matrica korelacija

r1 r2 r3 r4 R5 Kros-r

L-Socijalna poželjnost odgovora

- .427 .332 .324 .348 .140

F-Tipičnost reakcija - .421 .617 .625 .638 .474

K-Potiskivanje - .344 .277 .363 .368 .058

Hs-Hipohondrija .500 .505 .568 .587 .646 .556

D-Depresija .500 .447 .674 .693 .711 .642

Hy-Histerija .390 .374 .622 .647 .672 .453

Pd-Psihopatska devijantnost .430 .388 .673 .679 .704 .479

Pa-Paranoja .460 .460 .604 .619 .636 .541

Pt-Psihostenija - .462 .613 .621 .660 .580

Sc-Shizofrenija .470 .429 .631 .639 .673 .570

Ma-Maskulinost - .251 .327 .321 .362 .172 Legenda: r1 = Prosek koeficijenata korelacija stavki skala MMPI-a sa ukupnim skorom u

standardizacionom uzorku (Biro i Berger, 1981, 26-31)

r2 = Prosek koeficijenata korelacija stavki skala MMPI-a sa ukupnim skorom u našem uzorku

r3 = Koeficijenti korelacija neponderisanih stavki iz PIE-JRS sa ukupnim skorom MMPI-skala

r4 = Koeficijenti korelacija ponderisanih stavki iz PIE-JRS sa ukupnim skorom MMPI-skala

R5 = Koeficijenti multiplih korelacija svih skala PIE-JRS sa T-skorom svake pojedine skale MMPI (za dobijanje konačnog simulacionog skora MMPI-.202 na osnovu PIE-JRS u Tabeli 3).

Kros-r = Kroskorelacioni koeficijent između originalnih skala MMPI-a i instant skala sa PIE-JRS na uzorku (N=134) klijenata medicine rada


390

Tabela 2 izuzev kolone r1, pokazuje korake traganja za optimalnim postupkom razvijanja stavki (parova prideva, u našem slučaju) da bi smo dobili maksimalno "preslikavanje MMPI-a u PIE-JRS". Kolona r1 je kriterijum: smisao celog postupka je da se otkrije način kombinovanja stavki PIE-JRS da bi te kombinacije bile u jednakoj ili višoj korelaciji sa izvorno dobijenim skalama MMPI-a. Kolone r1 i r2 (koje su prosečne korelacije stavki-sačinitelja skala MMPI-a) pokazuju da ne postoje značajne razlike u odgovaranju ispitanika validacionog (Biro i Berger, 1981) i našeg uzorka (visine korelacija su slične): mada su konačni skorovi na svim skalama našeg uzorka pomereni na "patološku" stranu zbog razloga koje smo već naveli. Drugim rečima, postupak "prepevavanja" jednog u drugi test nije određen specifičnošću uzoraka ispitanika već kompatibilnošću uzoraka stavki testova. Kolone r3, r4 i R5 su korelacije instant-skala MMPI-a sa PIE-JRS-a spram pravih MMPI-skala. Dakle, koji će pridev i iz kog para testa PIE-JRS postati stavka za skale MMPI-a određeno je visinom njegove korelacije sa skorom prave skale MMPI-a. U koloni r3 su zbirovi neponderisanih parova prideva PIE-JRS sa pojedinim skalama MMPI-a (čija je korelacija značajna), a kolona r4 je dobijena sličnim postupkom s tom razlikom što je u obzir uzeta i visina korelacije para prideva sa skalom MMI-a. Drugim rečima, parovi prideva odabrani da simuliraju neku skalu MMPI-a su ponderisani: ako je korelacija para prideva iz PIE-JRS i skale MMPI-a bila manja od 0.5 ponder je 1, u protivnom 2. Kolona R5 je, zapravo, "dobitna kombinacija": ne pojedinim parovima prideva već multiplom kombinacijom skala PIE-JRS se postiže najviša replikacija MMPI. Kolona "Kros-r" je dobjena tako što je pronađeno 134 ispitanika koji su radili oba testa: Test MMPI je obrađen na standardan način, a iz testa PIE-JRS su derivirane instant skale MMPI-a (na već opisani način). Možda je upravo ova kolona najzanimljivija u celoj priči: postupak konverzije jednog u drugi test nije bio osetljiv na razlike u strukturi i prirodi uzoraka ispitanika (validacioni-krosvalidacioni). Dakle, pronađene relacije nisu artefakti već su, očigledno, imanentne psihološkim entitetima merenim datim testovima. Krosvalidacijski koeficijenti, mada po pravilu niži od multiplih (kolona R5), ostaju značajno viši od kriterijumskih iz kolone r1 i, uslovno, r2, izuzev kontrolnih skala L i K i skale Ma. Nakon što smo se odlučili (na osnovu kolone R5 u Tabeli 2) da kompozitnim skorovima svih skala PIE-JRS (regresijskom analizom) simuliramo skale MMPI-a korigovane (za K) i transformisane (u T-skalu) prema normama za MMPI-202 (Biro, 1995, str. 23 i 24). U Tabeli 3 naveli smo potrebne parametre za takav postupak Tabela 3 pokazuje kako valja združiti skale PIE-JRS da bi se "predvideo" skor na skalama MMPI-a: sirovi skor skale se množi odgovarajućim koeficijentom, proizvodi se sabiraju, a konačnom zbiru se, na kraju, dodaje konstanta (Kon). Na primer skala L: L-MMPI = 13 (Kon) + (INK * -.085 + ZAS * .788 + ORJ * -.086 + LIS * .491 + ODB * .373 + AGR * .169 + IST * -.348 + REP * .123 + BIAS * .505). Da bi ovo izračunavanje olakšali formulu unesemo u neki tekst-editor, "imenujemo formulu" sa "L-MMPI", a zatim ispišemo i startujemo komandu QBASIC /RUN L-MMPI. Valja imati na umu da su "instant" skale MMPI-a


391

korigovane za K i izražene u T-skorovima (za norme MMPI-202). To praktično znači da se profil na standardnom protokolu MMPI-a crta neuobičajeno: polazi se od leve (ili desne) skale T-skorova pa se u preseku sa kolonama skala MMPI-a dobija tačka na odgovarajućoj skali (videti Sliku 2). Svakako, ovaj postupak je zametan i podložan greškama ako se to radi "peške". Računarski program za PIE-JRS (Kostić i Anđelković, 1997) je proširen tako da se ova simulacija grafika Slike 1 u Sliku 2 dobija "pritiskom na dugme".

Tabela 3: Praktičan postupak dobijanja skala MMP-202 (korigovanih za K) u T-skorovima na osnovu PIE-JRS u jednačini specifikacije (metod multiple korelacije; Kon je aditivna konstanta).

KOEFICIJENTI SIROVIH SKOROVA SKALA PIE-JRS

MMPI Kon INK ZAS ORJ LIS ODB AGR IST REP BIAS

L 13 -.085 .788 -.086 .491 .373 .169 -.348 .123 .505

F 56 .135 -.083 .084 -.412 -.318 .577 .417 .387 -.892

K 29 -.029 .369 -.012 .252 .103 .055 -.094 -.070 .451

Hs 22 .803 -.126 .150 -.022 -.184 1.020 .862 .108 -.698

D 36 .309 .009 .022 .088 -.116 .657 .526 .253 -.625

Hy 16 .682 .064 .196 .340 -.100 .847 .632 .218 -.651

Pd 39 .219 .047 .351 -.366 -.398 .926 .631 -.097 -.337

Pa 45 .465 -.321 .219 -.370 -.423 .776 .922 .102 -.819

Pt 52 .243 -.171 .038 -.112 -.307 .574 .692 .116 -.563

Sc 53 .156 -.131 .174 -.157 -.239 .487 .568 .189 -.627

Ma 39 .195 -.108 .491 -.432 -.617 .815 .599 .117 -.257

Primer: Osoba čiji sirovi skorovi na PIE-JRS iznose 39 (INK), 27 (ZAS), 14 (ORJ), 5 (LIŠ), 6 (ODB), 4 (AGR), 18 (IST), 31 (REP) i 39 (BIAS, suspektno) na skalama MMPI-202 imaće, zaokruženo: L-skala = 52, F = 43, K = 53, Hs = 47, D = 44, Hy = 44, Pd = 48, Pa = 44, Pt = 51, Sc = 49 i Ma = 52.


392

Slika 1 je grafik PIE-JRS jednog ispitanika iz našeg uzorka, Slika 2 MMPI-dijagram istog ispitanika (prema normama 202, bez dodatnih skala Si, An, Ag i Ci).

Slika 1: Profil ličnosti ispitanika na PIE-JRS Upoređujući Slike 1 i 2 jasnije ćemo istaći praktični cilj ovog rada. Naime, logično je da u svom profesionalnom radu psiholog (pored intervjua) od testova najpre zada PIE-JRS (zbog njegove "renatabilnosti"), a tek onda zadaje MMPI-201 (ili MMPI-202). Da li je uvek nužno da se zadaje MMPI? Ne! Valja najpre primeniti praktičan postupak (dat u Tabeli 3) prevođenja PIE-JRS na MMPI-202 pa ako bilo koja patološka skala nadmašuje T-skor 50 treba TEK TADA zadati MMPI zato što će dijagram profila MMPI-a jasnije pokazati pravac odstupanja u psihodijagnostičkom (diferencijalno dijagnostičkom) smislu, odnosno sličnost sa nekim od 16 "tipičnih profila" (Biro, 1995, str. 60-92). Ali, to nije sve! Analizirajmo pažljivije prifil na Slici 1. Odmah pada u oči osnovna karakteristika profila: snižena reprodukcija (31%) i povišena lišenost (60%). Na Slici 3 (Profil PIE-JRS za ispitanike sa karakteristikama depresije) reprodukcija je bitno snižena (13%), a lišenost snažno povišena (88%). Imamo li


393

razloga da posumljamo da je ovaj ispitanik depresivan? Odgovor na ovo pitanje potražimo tako što ćemo pogledati njegove T-skorove na MMPI. Njegovi T-skorovi MMPI-skala su L=41, F=76, K=42, Hs=78, D=55, Hy=66, Pd=67, Pa=55, Pt=69, Sc=73 i Ma=38! Dakle, "školski" primer simulativnog profila jer (doslovno) poštuje sva pravila: "F-skala iznad T-skora 70, L i K skale ispod T-45, sedam skala je iznad T-skora 70, nijedna klinička skala nije ispod T-skora 50, osim Ma skale" (Biro, 1995, str. 62-63). Međutim, očito je da je ovaj vojnik-simulant nije uspeo da produkuje "patološki" PIE-JRS profil. Dakle, ispitanik nije depresivan već simulira psihopatologiju. Zaključujemo da je PIE-JRS manje osetljiv na "varanje" (simulaciju) nego MMPI-201, što nije nikada, barem među psiholozima, bilo sporno, ali je ovo empirijski dokaz tome u prilog.

Slika 2: Dijagram istog ispitanika (sa Slike 1) dobijen transformacijom testa PIE-JRS u MMPI-201

Na kraju, Slika 3 predstavlja grupni grafik PIE-JRS 5-og "tipičnog" MMPI-profila, depresija (D-Pt) prema datim karakteristikama (Biro, 1995, str. 69). Kako je dobijen grupni profil na PIE-JRS? Prema Pravilima za tipični profil 5 (Biro, 1995, str. 69) iz našeg uzorka je izdvojeno 52 ispitanika. Izračunati su proseci sirovih skala PIE-JRS iz kojih je računarski program za PIE-JRS (Kostić i Anđelković, 1997) generisao Sliku 3.


394

Slika 3: Profil PIE-JRS za ispitanike sa karakteristikama depresije (N=52)

U vezi sa Slikom 3 treba imati na umu da su manje-više svi tipični profili MMPI-a na dijagramu PIE-JRS međusobno slični zato što su im povećane "od ljudi odstupne" skale (orjentacija, lišenost, odbacivanje i agresija) u odnosu na drugu polovinu "pristupnih" skala. Razlike između pojedinih skala su u tome koja dimenzija PIE-JRS dominira: u depresiji (na gornjoj slici) je to lišenost, u hipomaniji (Profil 16-Ma, Biro, 1995. str. 91) - orijentacija itd. Naravno, uzajamna sličnost različitih tipičnih profila MMPI-a na grafiku PIE-JRS je razumljiva: PIE-JRS ne može da diskriminira različite oblike mentalne poremećenosti zato što je, prevashodno, namenjen normalnoj populaciji.


395

Zaključci

1. Dokazana je mogućnost da se skale jednog testa simuliraju stavkama ili konfiguracijom skala drugog.

2. Ovaj postupak je praktično koristan, a mi predlažemo, da bude obavezan kada se razvija nov test istog (sličnog) predmeta merenja.

3. Praktična korisnost je izrazita kada predmet merenja treba zaštititi od prirodne potrebe ispitanika u nekim testovnim situacijama da "glancaju svoju testovnu fasadu".

4. U konkretnom slučaju pokazali smo da je izvodljivo skale testa MMPI-a simulirati skalama PIE-JRS tako da je zadavanje drugog nepotrebno ako se zadaje prvi (i obratno).

5. Kroskorelaciono istraživanje je pokazalo relativno visoku postojanost predloženog modela konverzije rezultata jednog na skale drugog testa.

6. Postupak "prepevavanja" je tehnički praktično neizvodiv bez računara ili, barem, programabilnog kalkulatora.

Reference

Biro, M. (1995): Dijagnostička procena ličnosti - MMPI-202, Novi Sad: Futura publikacije & Filozofski fakultet u Novom Sadu.

Biro, M. i Berger, J. (1981): Praktikum za primenu i interpretaciju MMPI-201, Beograd: Savez društava psihologa Srbije.

Bukvić, A. (1982): Načela izrade psiholoških testova, Beograd: Zavod za udžbenike i nastavna sredstva.

Kostić, P. (1997): PIE-JRS - Plučikov test emocija, Priručnik, Jugoslovenska revizija i modifikacija, Beograd: Centar za primenjenu psihologiju Društva psihologa Srbije.

Kostić, P. i Anđelković Z. (1997): Idejna skica makroprojekta "Psiho", Deseti kongres psihologa Jugoslavije, Knjiga rezimea, str. 47.

Kostić, P, Lovre M. (1991): Norme i dijagram profila na testu MMPI-201, Psihologija, broj 3-4, str. 180-186, Beograd: Društvo psihologa Srbije.

Krković, A. (1974): Informacijski standardi za psihološke mjerne instrumente i priručnike, Beograd: Centar za psihološke merne instrumente Društva psihologa SR Srbije.

Momorović, K. (1998): Prilog poznavanju odnosa između inteligencije i neiskrenosti, Tehnički izveštaj, Beograd: Institut za kriminološka i sociološka istraživanja.

Momirović, K, Hošek, A, Kostić, P. i Jelenković, D. (1998): Metrijske karakteristike jednog testa cerebrotoničnosti, Zbornik radova 46. naučno-stručnog skupa psihologa Srbije, str. 129-131.

Momirović, K, Wolf, B. i Džamonja, Z. (1992): KON-6 Kibernetička baterija konativnih testova, Beograd: Savez društava psihologa Srbije.


396

A new method for establishing the symptomatic test validity

PETAR KOSTIĆ ZORAN ANÐELKOVIĆ

It is well known that one of the psychometric proofs for the new test's symptomatic validity is the height of the correlation between the scales of this test and the similar scales of the "old" tests proven in practice (concurrent validity). This work suggests new, stricter method of establishing symptomatic validity. The scales of the old test are firstly simulated by the collection of the new test's items. Then, the author must precisely explain the procedure of "translating" the old test's scales to the new test's ones. Besides theoretical aspect this work has the practical ambitions too: measuring abilities in the cases where the "original" ability test is "transparent" for the highly selected groups of testees (for example, measuring intelligence of intellectuals or psychopathy of psychologists). The idea for this work came from the application of Momirovic-Hošek's "Conative Intelligence Test." As an example, we shall first simulate all MMPI-201 test scales by PIE-JRS test scales on the sample of young men (N=200). Then, the same procedure will be repeated on another, independend-crossvalidation sample. These will proove that the application of the first test is the mere waste of time if the same subjects are tested by the second one and vice versa. Key words: test, symptomatic (concurrent) validity, compatibility, MMPI-201, PIE-JRS.

Nov∫Ÿ sposob v∫ÔvleniÔ simptomati~eskoŸ adekvatnosti testov

PETAR KOSTI^

ZORAN AND@ELKOVI^

Izvestno, ~to v psihometrii kak odno iz dokazatel√stv simptomati~eskoŸ pravil√nosti novogo testa ispol√zuetsÔ v∫sota korrelÔcii {kal Ìtogo testa i soderàtel√no toèstvenn∫h {kal "star∫h", v praktike proverenn∫h testov (konkurentskaÔ adekvatnost√). V dannoŸ rabote predlagaetsÔ nov∫Ÿ, bolee strogiŸ sposob v∫ÔvleniÔ simptomati~eskoŸ adekvatnosti testov. Ego suçnost√ zaklÓ~aetsÔ v tom, ~to {kal∫ starogo testa simuliruÓtsÔ kollekcieŸ razdelov novogo testa, zatem avtor testa privodit to~n∫Ÿ postupok "perevoda" {kal starogo na {kal∫ novogo testa. Krome teoreti~eskogo aspekta, rabota imeet i prakti~eskie ambicii - izmerenie osobennosteŸ li~nosti v slu~ae kogda "original√n∫e" test∫ ÔvlÔÓtsÔ "prozra~n∫mi" dlÔ v∫soko selektivn∫h grupp issleduem∫h (na primer, izmerenie intellekta u intellektualov ili psihopatii u psihologov). K ÌtoŸ idee m∫ pri{li primenÔÔ "konotivn∫Ÿ test intellekta" Momirovi~-Ho{eka. V ka~estve primera m∫ budem simulirovat√ vse {kal∫ testa MPI-201 testom PIE-YRS na primere molod∫h lÓdeŸ (N=200); zatem, Ìtot postupok m∫ povtorim na drugom nezavisimom validacionnom primere, dokazav, ~to primenenie pervogo testa ÔvlÔetsÔ potereŸ vremeni esli odnih i teh è isp∫tuem∫h ocenivaem primeneniem vtorogo testa. I naoborot. KlÓ~ev∫e slova: test, simptomati~eskaÔ (konkurentskaÔ) adekvatnost√, sootvetstvie, MPI-201, PIE-YRS.

nov način utvrđivanja simptomatske valjanosti testova

Documents