Supplement
2 Copyright Psykologiförlaget AB, 2002
Inledning Sedan BasIQ publicerades år 2000, har testet snabbt blivit ett av de mest använda begåvningstesten på den svenska arbetspsykologiska testmarknaden. Frågan om normer dessas aktualitet och relevans i termer av ytterligare, intressanta jämförelsegrupper är ständigt aktuell. Att uppgradera normerna till BasIQ är en kontinuerlig process. Föreliggande manualsupplement har möjliggjorts genom att testanvändare delat med sig av resultat som kan användas i detta arbete vi vill i detta sammanhang rikta ett särskilt tack till Interpersona Sweden AB. Nedan kommer två grupper att beskrivas. Samtliga individer i dessa grupper har genomfört BasIQ -testningar i olika typer av urvalssituationer. De nya normerna avser endast generell begåvning (g), således inte de underfaktorer som finns beskrivna i manualen. Skälet till detta är att poängtera att det först och främst är den generella begåvningsfaktorn som ska tolkas vid urval (Schmidt & Hunter, 1998; Mabon, 2002). Ytterligare ett skäl till att redovisa nya normer endast för den generella faktorn, är att analyser visat att det, i de grupper som redovisas i detta supplement, varit svårt att replikera faktorstrukturen. Särskilt problematisk har den spatiala faktorn varit; den går i analyserna upp i den generella faktorn, något som också stöds av tidigare forskning (Mårdberg & Carlstedt, 1998; Jensen, 1998). Även om underfaktorerna verbal, spatial och numerisk begåvning kan ha ett visst prognosvärde (Mårdberg & Carlstedt, 1998), får dessa anses underordnade den generella begåvningsfaktorn. Ytterligare forskning behövs för att precisera hur dessa faktorer ska tolkas (Daniel, 2000). För gamla användare av BasIQ finns de nya normerna att ladda ner i existerande program från vår hemsida, www.psykologiforlaget.se/support. Nya användare av BasIQ har automatiskt tillgång till normerna i version 2.0 av programmet. 3
4 Den första gruppen (n = 730) består av yngre människor som söker till, eller vid testtillfället går, två olika typer av utbildningar. Båda utbildningarna kräver att individerna klarar en extremt hög studietakt, är uthålliga och har realistiska förväntningar på vad de närmaste åren kan innebära för dem som yrkesverksamma. Efter avslutad utbildning kommer de att ha ett ansvarsfullt arbete som lämnar litet utrymme för misstag. Merparten av individerna (n = 551) i denna grupp har någon gång presterat över 1.6 på högskoleprovet, vilket ger en selekterad grupp med beskuren spridning. Individerna i gruppen testades under våren och hösten 2000. Förutom BasIQ ingick personlighetstest och intervju i urvalsprocessen. Den andra gruppen (n = 373) består av sökande till ett övervakningsarbete som kräver självständighet och samvetsgrannhet. Sökande hade lägst gymnasiekompetens (100 %) och ett mindre antal hade eftergymnasiala kurser på högskola/universitet (4 %) med goda kunskaper i svenska och engelska, körkort och fullgott färgseende. Arbetet består i att kontrollera pass och övriga handlingar för in- och utresande från Schengenområdet. Det finns också möjligheter för de sökande till utveckling mot civila specialistfunktioner inom Polisen. Personerna som testades med BasIQ intervjuades också av psykolog under hösten 2000. I detta supplement presenteras också ett antal valideringsstudier som ger stöd för tillförlitligheten i BasIQ. Underlaget för studierna är korrelationer mellan BasIQ :s generella faktor (g) och andra test och bedömningar. I samtliga redovisade beräkningar används summapoängen. Även om BasIQ :s g kan beräknas på faktorpoäng, är det ett känt faktum att summapoängen är ekvivalent med faktorpoängen när det gäller att fånga den generella faktorn (Jensen, 1998).
Beskrivande statistik och reliabilitet för grupp 1 Figur 1 visar åldersfördelningen för grupp 1. Åldern varierar mellan 15 och 50 år (m = 21.7; s = 4.81). Sambandet mellan antalet rätt och ålder är ej signifikant (r = -.06; p >.05). I gruppen återfinns 363 kvinnor och 371 män. Medelvärdena för kvinnor (m = 136.30; s = 13.65) och män (m = 136.56; s = 15.68) är lika (p >.05). Eftersom mäns och kvinnors summapoäng inte skiljde sig åt och inget samband fanns mellan summapoäng och ålder, slogs hela gruppen ihop till en normgrupp. Reliabiliteten i summapoängen uppskattades genom Cronbachs alpha (alpha =.85). Test-retest reliabiliteten räknades ut på två sätt. Den relativa stabiliteten (traditionell test-retest reliabilitet) beräknades som korrelationen mellan två mättillfällen (n = 71, 6 månader mellan testtillfällena). Stabiliteten bedömdes som tillfredsställande (r =.70; p <.05). Medeltalsskillnaden mellan de olika testtillfällena (n = 71) jämfördes för att uppskatta den absoluta stabilite- Figur 1. Åldersfördelning för grupp 1 300 200 100 0 15.0 20.0 25.0 30.0 35.0 40.0 45.0 50.0 17.5 22.5 27.5 32.5 37.5 42.5 47.5 5
Tabell 1. Beskrivande statistik BasIQ summapoäng för grupp 1 BasIQ Medelvärde (s) (n = 730) 136.40 (14.70) Medelvärde (s) Tillfälle 1 (n = 71) 136.52 (15.31) Medelvärde (s) Tillfälle 2 (n = 71) 143.72 (14.61) Cronbachs alpha (n = 730).85 Relativ test-retest (n = 71).70 Absolut test-retest (n = 71) + 7 poäng ten (Newton & Keenan, 1991), det vill säga hur pass mycket bättre eller sämre individerna i gruppen presterade vid andra testtillfället. Resultatet var bättre andra omgången (m = 143.72; s = 14.61) än vid det första tillfället (m = 136.52; s = 15.31); skillnaden var 7 poäng (p <.05). Tabell 1 sammanfattar resultaten och figur 2 visar frekvensfördelningen över summapoängen. Även om fördelningen i figur 2 inte är exakt normalfördelad (Kolmogorov-Smirnov, p <.05) så är fördelningen (m = 136.43; s = 14.70) den förväntade för ett begåvningstest som BasIQ. Råpoängen har omvandlats till en normaliserad T-fördelning genom en icke-linjär transformering (m = 50; s = 15), och därefter överförts till stanine och percentiler. 6
Figur 2. Frekvensfördelning summapoängen för BasIQ, grupp 1 120 100 80 60 40 20 0 Valideringsstudier i grupp 1 170.0 165.0 160.0 155.0 150.0 145.0 140.0 135.0 130.0 125.0 120.0 115.0 110.0 105.0 100.0 95.0 90.0 85.0 80.0 75.0 Ett antal personer från grupp 1 (n = 168) hade ett år före BasIQ-testningen genomgått en urvalsprocess med ett annat begåvningsbatteri, Differential Aptitude Tests (Psychological Corporation, 1980). Tre deltest administrerades: Abstract reasoning, Mechanical reasoning och Space relations. För att undersöka begreppsvaliditeten i BasIQ beräknades sambandet mellan BasIQ :s summapoäng och nämnda deltest. Eftersom detta är en redan selekterad grupp med beskuren spridning, underskattas sannolikt den sanna korrelationen i populationen (Mabon, 2002). Dock antogs signifikanta positiva samband mellan de tre deltesten och BasIQ då samtliga test förväntas mäta en del av den generella begåvningsfaktorn. Lägst samband förutspåddes mellan Mechanical reasoning och BasIQ, eftersom uppgifter av mekanisk-teknisk natur inte ingår i BasIQ. Abstract reasoning och Space relations däremot anses som bra ickeverbala indikatorer på den generella faktorn (Psychological Corporation, 1980). Såsom tabell 2 visar, bekräftades de 7
Tabell 2. Samband mellan BasIQ och deltest i Differential Aptitude Tests (n = 168) Differential Aptitude Tests BasIQ Abstract reasoning.38** Space relations.34** Mechanical reasoning.19* **p <.001; * p <.05 förväntade sambanden. Sambandet mellan Mechanical Reasoning och BasIQ var signifikant lägre än sambandet mellan BasIQ och Abstract reasoning och Space relations (p <.05). I en annan valideringsstudie undersöktes sambandet mellan olika personlighetsfaktorer och summapoängen i BasIQ. Den så kallade Femfaktormodellen avser att mäta fem breda personlighetsfaktorer; Känslomässig instabilitet (Neuroticism), Utåtriktning (Extraversion), Öppenhet (Openness to experience), Vänlighet (Agreeableness) och Målmedvetenhet (Conscientiousness). Femfaktormodellen ligger bakom det i studien använda Hogans Personlighetsinventorium, HPI (Hogan & Hogan, 2002). Eftersom femfaktormodellen utvecklats genom analyser av andras och egna beskrivningar av personligheten, speglar modellen inte en bakomliggande teori om psyket, utan ska snarare betraktas som en systematisk metod för klassificering av individuella skillnader i socialt beteende (Hogan & Hogan, 2002, sidan 10). Den personlighetsfaktor i femfaktormodellen som visat sig ha ett positivt samband med generell begåvning är Öppenhet. Ackerman och Heggestad (1997) fann i sin metaanalys en moderat positiv kor- 8
relation (r =.33) mellan generell begåvning och öppenhet. Hogan och Hogan (2002) delar upp faktorn Öppenhet i två skalor, Intellektans och Studiehåg. Personer som får höga poäng på Intellektans tycker om att tänka vetenskapligt, är nyfikna, spänningssökande, tycker om intellektuella lekar, genererar idéer och är intresserade av kulturella arrangemang. Studiehåg hos en person representerar studieintresse, matematisk förmåga, gott minne och intresse för läsning. Genom att administrera HPI till en del av grupp 1 (n = 551) testades sambandet mellan BasIQ och faktorn Öppenhet. På grundval av tidigare forskning förväntades en positiv korrelation mellan BasIQ :s summapoäng och samtliga itemkluster som utgör HPI:s operationalisering av Öppenhet (itemkluster ingående i skalorna Intellektans och Tabell 3. Samband mellan BasIQ och Öppenhet i HPI (n = 551) HPI BasIQ Vetenskapligt tänkande.03 Nyfikenhet.07 Spänningssökande.02 Intellektuella lekar.16** Genererar idéer.00 Kultur -.08 Utbildning.18** Matematisk förmåga.18** Gott minne.02 Läsning.08* Intellektans.04 Studiehåg.19** Öppenhet.24** **p <.001; * p <.05 9
10 Studiehåg). I tabell 3 visas resultaten. Bland de itemkluster som ingår i Intellektans och Studiehåg i HPI är det Intellektuella lekar (r =.16), Utbildning (r =.18), Matematisk förmåga (r =.18) och Läsning (r =.08) som har signifikanta samband i förväntad riktning med summapoängen BasIQ. Av de bredare skalorna är det Studiehåg (r =.19) som har ett positivt samband med BasIQ. När itemklustren Intellektuella lekar, Utbildning, Matematisk förmåga och Läsning summerades till en faktor, benämnd Öppenhet, blev sambandet något högre (r =.24). Sammantaget ger detta stöd för att summapoängen på BasIQ samvarierar i förväntad riktning med personlighetsfaktorn öppenhet. För att validera BasIQ mot ett yttre kriterium intervjuades en del av grupp 1 (n = 551) av två oberoende bedömare. Intervjun varade i cirka 50 minuter och bland annat bedömdes en variabel benämnd intellektuell kapacitet utifrån både bakgrundsdata, (till exempel betyg och högskoleprov) och intryck i intervjun. Andra aspekter som bedömdes var empatisk förmåga, motivation, mognad, social färdighet och stresstolerans. Ingen av dessa sistnämnda variabler antogs ha ett samband med resultatet på BasIQ och utelämnades därför i analysen. Intellektuell kapacitet skattades på en femgradig skala av de oberoende bedömarna; ju högre poäng, desto högre intellektuell kapacitet bedömdes personen besitta. Reliabiliteten i bedömningarna var förhållandevis låg (interbedömarreliabilitet =.25). Efter korrigering för mätfel i kriterievariabeln (Mabon, 2002) uppskattades korrelationen mellan summapoängen på BasIQ och skattad intellektuell kapacitet till.24 (p <.05), vilket ger ytterligare stöd för BasIQ :s validitet. Avslutningsvis beräknades sambandet mellan resultat på högskoleprovet och BasIQ (n = 551). Denna grupp hade som krav högre poäng än 1.6 på högskoleprovet för att gå vidare i urvalsprocessen, vilket innebär beskuren spridning i materialet. Högskoleprovet är ett kunskapstest utformat
för att förutsäga studieframgång. Antagandet var att summapoängen på BasIQ och högskoleprovet skulle ha ett positivt samband, då tidigare forskning visat att skolprestationer uppvisar en positiv korrelation med höga poäng på begåvningstest (Gustafsson & Balke, 1993). Sambandet mellan summapoängen på BasIQ och högskoleprovet var moderat (r =.30; p <.05). Förmodligen underskattas det sanna sambandet i populationen på grund av beskuren spridning, men ger trots detta ett stöd för BasIQ :s validitet. Beskrivande statistik och reliabilitet för grupp 2 I figur 3 återfinns åldersfördelningen för grupp 2. Åldern varierar mellan 19 och 56 år (m = 26.61; s = 5.71). Sambandet mellan antalet rätt på BasIQ och ålder är ej signifikant (r = -.05; p >.05). I gruppen återfinns 212 kvinnor och 161 män. Medelvärdena för kvinnor (m = 98.45; s = 26.94) och män (m = 99.35; s = 23.35) är lika (p >.05). Figur 3. Åldersfördelning för grupp 2 200 100 0 20.0 25.0 30.0 35.0 40.0 45.0 50.0 55.0 11
Tabell 4. Beskrivande statistik BasIQ, summapoäng för grupp 2 BasIQ Medelvärde (s) (n = 373) 98.83 (25.42) Cronbachs alpha (n = 373).93 Reliabiliteten i summapoängen uppskattades genom Cronbachs alpha (alpha =.93). Anledningen till den högre reliabiliteten i grupp 2 jämfört med grupp 1 är förmodligen att det finns en större spridning i den sistnämnda gruppen. I tabell 4 redovisas beskrivande statistik för grupp 2. I figur 4 visas frekvensfördelningen över summapoängen. Även denna fördelning avviker från den perfekta normalfördelningen (Kolmogorov-Smirnov, p <.05). Fördelningen transformerades på samma sätt som för grupp 1. Figur 4. Frekvensfördelning summapoängen för BasIQ, grupp 2 40 30 20 10 0 125.0 115.0 105.0 95.0 85.0 75.0 65.0 55.0 45.0 35.0 25.0 155.0 145.0 135.0 12
Referenser Ackerman, P. L., & Heggestad, E.D. (1997). Intelligence, personality, and interests: Evidence for overlapping traits. Psychological Bulletin, 121, 219 245. Daniel, M. H. (2000). Interpretation of intelligence test scores. In Sternberg R. J. (Ed.), Handbook of intelligence, 477 491. Cambridge.: Cambridge University Press. Gustafsson, J-E., & Balke, G. (1993). General and specific abilities as predictors of school achievement. Multivariate Behavioral Research, 28, 4, 407 434. Hogan, J., & Hogan, R. (2002). Hogans Personlighetsinventorium (HPI). Svensk version: H. Mabon. Stockholm: Psykologiförlaget. Jensen, A. R. (1998). The g Factor. The science of Mental Ability. Westport, CT: Praeger Publisher. Mabon, H. (2002). Arbetspsykologisk testning. Om urvalsmetoder i arbetslivet. Stockholm: Psykologiförlaget. Mårdberg, B., & Carlstedt, B. (1998). Swedish enlistment battery (SEB): Construct validity and latent variable estimation of cognitive abilities by the CAT-SEB. International Journal of Selection and Assessment, 5. 107 114. Newton, T., & Keenan, T. (1991). Further analyses of the dispositional argument in organizational behavior. Journal of Applied Psychology, 72, 615 621. Schmidt, F. L., & Hunter, J. E (1998). The validity and utility of selection methods in personnel psychology: Practical and theoretical implications of 85 years of research findings. Psychological Bulletin. vol 124, 2, 262 274. 13
14 Psychological Corporation (1980). DAT: Differential aptitude tests for personnel and career assessment. Technical manual. San Antonio.