STANDARDIZACIJA INTELIGENTNOSTNEGA TESTA LJUBLJANSKE POKLICNE SVETOVALNICE DR. VLADO SCHMIDT V tem sestavku želim opisati prvo standardizacijo inteligentnostnega testa na Slovenskem. Ker se pri nas zanimanje za teste v zadnjem času precej širi, bo mogel tu prikazani postopek služiti temu ali onemu kot pomoč pri njegovem podobnem prizadevanju. Neposreden povod za ta sestavek pa mi je dala raz prava prof. Vebra »Vprašanje vitalno-statističnega za voda v Ljubljani« v drugi številki letošnje »Kronike«. Prof. Veber se tu zavzema za ustanovitev takega za voda in že tudi opisuje njegove glavne naloge. Poudar jam, da bi tak zavod s svoje strani od srca pozdravil, še zlasti, ker bi vprav poklicni svetovalnici koristil marsikateri njegov izsledek. Vendar pa se ob razpravi prof. Vebra ne morem vzdržati nekaterih kritičnih pripomb. Pisec pravi med drugim, »da bodo tudi same poklicne posvetovalnice1 svoje delo mogle uspešno vršiti šele tedaj, ko se bodo lahko opirale na glavne izsledke opisanega in predlaganega .vitalno-statistične- ga' preiskovanja našega prebivalstva«. To nikakor ni res. Poklicne svetovalnice — tudi za ljubljansko doka zuje to verifikacijska kontrola njenih nasvetov — vr šijo svoje delo uspešno tudi brez takih zavodov. Ome nil sem pa že, da se lahko poklicna svetovalnica s pri dom posluži izsledkov »vitalno-statističnega« zavoda, kar velja tudi obratno. Saj je n. pr. standardizacija inteligentnostnih testov bistvena naloga takega zavoda, če vključimo vanj še psihometrična prizadevanja. V tem smislu nam kaže ta sestavek konkretni pri mer, kaj naj bi delal »vitalno-statistični« zavod. Ker ga pa ni bilo, nismo v svetovalnici držali rok križem, ka kor to domneva prof. Veber, temveč smo to delo oprav ljali sami. Pravi namreč: »Zakaj vprav sami poklicni posvetovalnici preti nevarnost, da se poslužuje za svo je, n. pr. za ljubljanske kandidate testov, ki so bili pre izkušeni n. pr. v kakem ameriškem okolju in imajo samo za to okolje dejansko veljavo.« Vem, da prof. Veber s tem ni hotel izreči suma o kvaliteti dela ljub ljanske poklicne svetovalnice, ker je kot dosleden fi lozof mislil ta stavek načelno brez ozira na kakršne koli konkretne razmere. Ker pa bi ga kdo utegnil razu meti drugače in ker sem ponovno naglašal nujnost, da svetovalnica prilagodi svoje metode okolju, v katerem dela, in sem tudi že dokazal dejanski efekt tega našega prizadevanja (v dveh zaporednih letnikih »Pedagoške ga zbornika« 1937., 1938. in v »Kroniki« 1939.), se mi zdi prenagljeno, če kdo izreče načelno negativno do mnevo, ko bi mogel, če bi zasledoval naš tisk ali obi skal svetovalnico, izreči konkretno utemeljeno sodbo. Kaj je potrebno, da prilagodimo neki inteligent- nostni test okolju, v katerem ga uporabljamo, da ga za to okolje »standardiziramo«? Nekateri mislijo, da 1 Ponovno predlagam mesto izraza poklicna posveto valnica točnejši izraz svetovalnica. Posvetovalnica je na pr. konferenčna soba, kjer se profesorji posvetujejo. V poklicni svetovalnici, katere težišče je na otrocih, pa dajemo nasvete. Prvi, ki je pri nas to besedo pravilno uporabljal, je bil univ. prof. K. Ozvald v »Kroniki«, 1934., štev. 2. moramo v ta namen sestaviti nov test, za naše raz mere »slovenski«, ki se naj po svoji vsebini razlikuje od vseh drugih. To ni res. V mnogih inteligentnostnih testih najdemo n. pr. skupino nalog, ki od preizkušan- ca zahtevajo, da ugotovi zakonitost, po kateri si sledijo številke v neki številčni vrsti in da jo za dve mesti nadaljuje, n. pr. 5—9—13—17—21—25—?—? Ta vr sta je sestavljena tako, da je vsako naslednje mesto za štiri višje od prejšnjega. Nadaljevali bi jo torej z 29 in 33. Take naloge so v mnogih ameriških testih, ker se je izkazalo, da inteligentnost dobro merijo. Kako naj sedaj utemeljimo teoretično domnevo, da merijo te naloge le inteligentnost ameriških otrok in da jih zato v »slovenskem« testu ne smemo uporabiti? In če bi kdo tako »utemeljitev« tudi izpeljal, bi ga izkustvo postavilo na laž, ker ima ta skupina inteli gentnostnih nalog dobro korelacijo s praktičnim krite rijem, kar smo v svetovalnici ugotovili s preizkuša njem dijakov meščanskih šol.2 Zakonitosti poslovanja formalnih psihičnih osnov inteligentnostnih funkcij so od okolja neodvisne. Asociacijski zakoni veljajo za Amerikance prav tako kot za Slovence. Amerikancu beseda »delo« morda sproži »bussines«, Slovencu pa »počitek«. Formalna veljavnost asociacijskih zakoni tosti je pa s tem za oba izpričana. Ali: princip poslo vanja krvnega obtoka je od okolja neodvisen. Od okolja (vročina, mraz) pa lahko zavisi, da nekomu srce hitreje ali počasneje bije. Zato ni potrebno, da test, ki ga hočemo uporabljati v novem okolju, vsebinsko spreminjamo. Od okolja pa zavisi, kakšne pobude dobivajo inteligentnostne funkcije za svoj razvoj in do kolike stopnje so vsled tega (na tej ali oni starostni stopnji, na deželi ali v mestu itd.) razvite. Zato pa moramo ugotoviti norme za preso janje sposobnosti ravno tistega prebivalstva, za ka terega neki test uporabljamo. Vsebine, to je nalog testa, torej ni treba spreminjati; spremeniti pa je treba vrednotenje rezultatov, ki so jih dosegli preizkušenci ob delu pri teh nalogah. Tako so n. pr. postopali v »Centralnem psihotehničnem institutu« v Pragi — po mojih izkušnjah najboljšem zavodu te vrste v Ev ropi —, ko so standardizirali za češke razmere ameri ški armadni inteligentnostni test. Razumljivo je, da ob tej priliki prilagodimo novemu okolju take vsebine nalog, ki jih je narekovalo prvotno okolje, t. j. da spremenimo n. pr. dolarje v dinarje, funte v kilogra me, glavno mesto USA v glavno mesto Jugoslavije itd. Uvaževati moramo tudi, v kak namen je bil prvotni test sestavljen. V ljubljanski svetovalnici uporabljamo spremenjeno češko predelavo (po dr. Vani) ameri škega vojaškega inteligentnostnega testa. Ta ima med drugim tudi nalogo, hitro in točno izvrševati ustno 2 Pearsonov korelacijski koeficient med številom dose ženih točk pri teh nalogah in šolskim uspehom je +0,35. Koeficient je razmeroma nizek, ker merijo te naloge le en izsek inteligentnosti, šolski uspeh pa zavisi še od dru gih intelektualnih funkcij. Zato ne uporabljamo le te skupine nalog, marveč še šest drugih, kar nam korela cijo znatno zviša. 181 dana povelja. Sposobnost, ki jo ta naloga ugotavlja, je za vojake, ki jim je bil test namenjen, res važna, če pa uporabljamo ta test za ugotavljanje inteligent nosti otrok, bomo tako nalogo seveda brez škode iz pustili ali jo zamenjali z drugo. Takih primerov bi lahko našteli še več. Vse to pa ni stvar ne vem kake psihološke analize, temveč stvar zdravega razuma. Teoretično je možno sestaviti poseben »slovenski« inteligentnostni test, ki se bo po svoji vsebini razliko val od vseh drugih. Teoretično tudi ni izključeno, da bi bil tak test najboljši med vsemi, kar jih poznamo. V tem primeru pa bi ta razlika ne izvirala iz dejstva, da je test »slovenski«, temveč iz dejstva, da je boljši. Pripominjam pa, da bi tako delo mogel izvesti le po seben »vitalno - statistični« institut z mnogimi sode lavci in s strokovnjakom za psihometrijo, ki ga pa Slovenci nimamo.3 O vsebinski sestavi testa ne morem razpravljati, ker bi preizkušanje z njim, ki zahteva od preizkušanca, da se znajde v novi situaciji, zgubilo na vrednosti, če bi temu ali onemu bil princip nalog že znan. Test je sestavljen iz sedmih skupin nalog. Izsledek preizkušnje označujemo z vsoto dobljenih točk pri vseh sedmih nalogah, čim več nalog nekdo pravilno reši, tem več točk dobi. Preizkušnje sem delal na raz ličnih ljubljanskih šolah. Razpredelnici št. 1. in št. 2. nam kažeta vrsto šole, razred, starost in število učen cev, kolikor smo jih mogli uporabiti za standardiza cijo. Vsi so delali preizkušnjo pod enakimi pogoji, ne glede na svojo starost. Desetletnik je imel za neko nalogo na razpolago točno toliko časa kakor dvajset- letnik. Ker je bilo treba ugotoviti povprečno število doseženih točk za poedine starostne dobe od devetega do dvajsetega leta in povprečni letni prirastek tega števila, smo uporabili za standardizacijo le tiste, ki so bili stari približno deset let, približno enajst let itd. Za desetletne smo smatrali one učence, ki so bili na dan preizkušnje stari več kot devet let in osem me- Razpredelnica štev. 1. Razpredelnica štev. 2. 3. r. ljudske šole .... 34 9 letnih . . 8 4. r. ljudske šole .... 135 10 letnih . . 89 5. r. ljudske šole .... 64 11 letnih . . 155 1. r. meščanske šole . . . 173 12 letnih . . 172 2. r. meščanske šole ... 28 13 letnih . . 146 3. r. meščanske šole ... 19 14 letnih . . 102 4. r. meščanske šole ... 85 15 letnih . . 122 1. r. real. gimnazije . . . 142 16 letnih . . 220 2. r. real. gimnazije ... 24 17 letnih . . 140 1. r. klas. gimnazije ... 22 18 letnih . . 63 5. r. klas. gimnazije ... 21 19 letnih . . 25 5. r. real. gimnazije ... 64 20 letnih 6. r. real. gimnazije ... 18 in starejših . . 33 7. r. real. gimnazije . . . 23 Skupno 1275 Trgovska šola 48 Trgovska akademija ... 24 Tehnična sred. šola ... 92 Učiteljišče 97 Univerza 24 Vajenci 65 Razno 73 Skupaj . . 1275 3 Zato je bilo zelo naivno, ko so nekateri domnevali, da je test, ki ga uporabljamo v naši svetovalnici in na katerem sem označil »sestavila dr. Vana in dr. Schmidt«, tak poseben »slovenski« test. Isto je v Pragi, kjer se s psihotehniko ukvarjajo res psihotehniki, storil dr. J. Vana, eden najboljših čeških psihotehnikov, ko je na svojo ver zijo ameriškega armadnega testa zapisal »sestavil dr. J. Vana«, pa se seveda tam radi tega ni nihče razburjal. secev (9;8) in manj kot 10;4, za enajstletne od 10;8 do 11 ;4 itd. Zato so nam izpadli vsi med x;4—x;8. V smislu verjetnostnega zakona pričakujemo, da jih bo n. pr. pod 10;0 (do 9;8) približno toliko kot nad 10;0 (do 10;4) in da se bodo zato razlike v okviru vsake starostne stopnje med seboj izravnale. Za standardizacijo našega inteligentnostnega testa smo torej uporabili 1275 oseb. To število je nizko. Za radi pomanjkanja delovnih moči in zaradi nujnih praktičnih nalog, ki jih mora svetovalnica vršiti, nismo mogli opreti standardizacije na širšo osnovo. Na podlagi izsledkov smo skušali dognati povprečno število (aritmetično središče, mean) točk za vsako sta rostno dobo od devetega do dvajsetega leta. Pri tem smo seveda uvaževali dejansko razvrstitev otrok po šolah (n. pr. koliko otrok se šola na gimnazijah v pri merjavi z meščanskimi šolami), njihov socialni izvor, poklic staršev, do neke mere tudi, kako so ti poklici zastopani v širšem kolektivu itd. Pri našem materialu je n. pr. 24,62 % gimnazijcev. Izmed vseh, ki v Ljub ljani študirajo (povprečki iz zadnjih treh let), t. j. 20.603 pa je gimnazijcev 6160, t. j. 29,89 %. Upošte vati je nadalje treba, ali je naših 25 % gimnazijcev iz prvega ali iz petega razreda, ker je med tem selekcija slabše že izločila; končno tudi, da je v Ljubljani dosti otrok starih nad 14 let, ki ne študirajo (n. pr. vajenci!) in ki prihajajo v poklicno svetovalnico. Posameznih povprečkov zato nismo samo seštevali, temveč jih tudi »tehtali«. Pozneje se bom še povrnil na vprašanje, do kolike mere naš, za standardizacijo uporabljeni mate rial prikazuje normalni vzorec populacije. Za sedaj le omenjam, da velja naša standardizacija samo za Ljubljano in ne tudi za slovensko podeželje. To vidimo n. pr. že iz tega, da je v Ljubljani izmed vseh, ki štu dirajo, 29,89 % gimnazijcev, za vso Slovenijo pa znaša ustrezajoče število le 5,63 % (v Sloveniji študira 214.834 otrok, izmed teh je gimnazijcev 12.114). Uspeh inteligentnostne preizkušnje smo najprej iz razili s številom točk. Ugotovili smo n. pr., da dosežejo 10 letni povrečno 29 točk, 11 letni povprečno 38 točk itd. čim starejši so otroci (kolektivno gledano), tem več točk v splošnem dosežejo. To pa se seveda ne pravi, da so otroci tem sposobnejši, čim starejši so, ker mo ramo motriti njih povečano storilnost v odnosu do sta rostne stopnje, na kateri se nahajajo. Zato moremo sklepati z različnega števila doseženih točk na različne sposobnosti samo pri tistih otrocih, ki so približno enako stari. Če dosežeta dva desetletnika 20 odnosno 35 točk, nam bo jasno, da je drugi inteligentnejši. Re čemo lahko tudi, da je prvi po svoji inteligentnosti podpovprečen (ker je pod povprečkom desetletnih, ki znaša 29 točk), drugi pa nadpovprečen (ker je nad tem povprečkom). če pa doseže desetletnik n. pr. 25 točk, štirinajstletnik pa 58, ne vemo, kdo je boljši odnosno slabši. Da to nejasnost odpravimo, se moramo poslu- žiti novega pojma mentalne, duševne starosti, pod ka tero razumemo tisto starost, v kateri se število doseže nih točk javlja kot povprečna vrednota. Zato smatra mo 29 točk za mentalno starost 10 let, 38 točk za mentalno starost 11 let itd. Inteligentnost pa izražamo z inteligentnostnim kvocientom, ki nam kaže odnos med mentalno in kronološko starostjo (IQ = "st- ). Cnr. st. Desetletni otrok, ki doseže povprečen rezultat desetlet- 182 nih, t. j. 29 točk, dobi IQ 100. (Da se izognemo decimal ni piki, pomnožimo v smislu konvencije IQ s 100.) IQ 100 nam torej označuje povprečno inteligentnost. Enajstletnik, ki doseže 29 točk (njegova mentalna starost znaša samo 10 let), dobi IQ 91 (7^)- Vmesne stopnje (ustrezajoče mentalne starosti za 30, 31, 32 točk itd.) razberemo na milimetrskem papirju (glej diagram št. 1). Diagram nam kaže, da so letni prirastki v povprečnem številu doseženih točk do štirinajstega leta enakomerni (rast inteligentnosti poteka linearno); med štirinajstim in petnajstim letom (pri 14;7) pa se pričenja rast odklanjati od linearnega poteka, je po časnejša, pri devetnajstem letu pa se že ustavi. Sta rost, kjer se prične rast inteligentnosti odklanjati od linearnega poteka, imenujemo kritično; tisto, kjer se rast ustavi, pa terminalno starost. Pri naši standar dizaciji sta ustrezajoči vrednosti 14;7 in 19;0. S po močjo te črte pa lahko najdemo na vodoravni osi pri padajoče mentalne starosti samo do 84 točk, to je do najvišjega letnega povprečka. Kdor pa je dosegel več kot 84 točk, pride nad to črto in zato njegovega re zultata ne moremo izraziti z mentalno starostjo in torej tudi ne z inteligentnostnim kvocientom. To po manjkljivost premostimo z Richardsonovo metodo tako, da črto mentalne rasti linearno podaljšamo nad kritično starost v isti smeri, kakor je potekala do kri tične starosti. Pri ugotavljanju mentalnih starosti nad kritično starostjo postopamo torej, ko da bi pri rastki ostajali enaki. Mentalne starosti, ki smo jih ugotovili s te premice, imenujemo efektivne mentalne starosti. Do kritične starosti, t. j. do 14;7, so iden tične z resničnimi mentalnimi starostmi. Nato ugo- tovimo, kdaj bi povprečna rast inteligentnosti dosegla število točk, ki ga stvarno doseže v terminalni staro sti, če bi potekala linearno. Terminalni starosti 19 ;0 ustreza 84 točk, ki bi jih pri linearnem poteku do segla povprečna inteligentnost že pri 16;1, torej mno go prej. Zato reduciramo kronološke starosti v raz dobju med kritično in terminalno starostjo, t. j. med /4,7 do 19;0, na razdobje med U;7 do 16;1. To re dukcijo nam kaže tabela št. 1. Inteligentnostni kvo- cient pa izračunamo, če delimo resnično ali efektivno mentalno starost s kronološko starostjo pri osebah, starih do kritične starosti, odnosno z reducirano kro nološko starostjo pri starejših osebah. Primeri: A. B., rojen 2. IV. 1926., preizkušen 6. V. 1940. število doseženih točk 36. Kronološka starost je 14;1 (169 mescev), mentalna starost je 10;10 (130). IQ = ? = 77. C. D., rojen 15. VII. 1922., preizkušen 2. IX. 1939. število doseženih točk 129, Chr. star. je 17 ;1,4 men talna starost je 21 ;2 (254). Reducirana kronološka starost (glej tabelo!) je 15;11 (199 mes.). IQ = 2M 19» = 128. E. F., rojen 17. III. 1918., preizkušen 26. VI. 1940. Število doseženih točk 90. Chr. st. je 22 ;3, mentalna starost je 16; 10. Reducirana kronološka starost je 16;1. IQ = 105. Inteligentnostne kvociente, ki smo jih dobili s standardizacijo (N = 1275), kakor tudi one, ki smo jih prej zaradi starostne neopredeljivosti izpustili, združimo v enotno distribucijo (skupno 1815 prime rov), če bi bil standardizacijski postopek slab, bi po vprečen IQ (aritmetično središče distribucije), nor malno inteligentnost (IQ 100) znatno prekašal ali za njo zaostajal. To se ni zgodilo. Njeno aritmetično sre dišče znaša 100,51 IQ. Standardna deviacija (a) je 17,8 IQ. Intelig. kvocienti kažejo tudi pravilno raz pršitev (glej diagr. št. 2). če izrazimo distribucijo na 4 Starost računamo s številom dokončanih let in me scev. 183 Hazenovem papirju z integralno krivuljo (glej diagr. št. 3), opazimo, da se naše faktične vrednosti skoraj povsem krijejo s teoretičnimi integrali Gaussove ver jetnostne krivulje, iz česar lahko sklepamo, da je naš material reprezentativen za dejansko razpršitev in teligentnosti v neizbranem kolektivu. Rezultati stan dardizacije segajo preko skromnega praktičnega okvi ra, ki smo si ga ob nji zastavili, šlo nam je predvsem za to, da dobimo merilo za presojanje inteligentnosti otrok, ki prihajajo v poklicno svetovalnico: zahteve standardizacije naj bi bile postavljene tako, da bi zna šal povprečni IQ neizbranega letnega obiska okoli 100. Izsledke inteligentnostnih preizkušenj, izražene s številom dobljenih točk, ki smo jih izvedli pred standardizacijo na osebah, ki so prišle v poklicno sve tovalnico v prvem letu njenega obstoja (N = 127), smo preračunali na IQ in dobili aritmetično središče 99. To nam je bil dokaz, da niso zahteve standardi zacije postavljene previsoko, pa tudi ne prenizko. S tem, ko smo število točk prevedli na IQ, ugotovili aritmetično središče distribucije in njeno standardno deviacijo, pa še nismo dokazali, da test inteligentnost tudi pravilno meri. Zlasti če nam dajo izsledki pravilno distribucijo, ki se normalni tesno prilega (kakor tudi v našem primeru), se to že mnogokrat smatra za dokaz, da test inteligentnost pravilno di ferencira. Tako naziranje je popolnoma napačno. Na mesto inteligentnostne preizkušnje lahko mečemo v zrak 20 dinarskih novcev, pri vsakem metu zakličemo ime preizkušanca in smatramo število navzgor obr njenih grbov za njegov izsledek pri testiranju. Tako dobljena distribucija se od normalne ne bo dosti bolj razlikovala kot tista, ki nam jo da dober test. In ven dar ne zavisi izsledek takega početja od nikakih kon stantnih svojstev poizkusnega materiala, temveč iz ključno od slučaja. Če »preizkušnjo« ponovimo, bodo izsledki druge od prve povsem neodvisni. Verjetnost, da bo oseba, ki je bila pri prvi »preizkušnji« nadpo vprečna, tako izpadla tudi pri drugi, je kakor 1 : 1, kar se z drugimi besedami pravi, da je korelacijski koeficient med obema »preizkušnjama« enak ničli. To razmišljanje nam kaže, da moremo poleg po stopka, ki smo ga pri naši standardizaciji že izvedli, ugotoviti tudi koeficient zanesljivosti naših testnih rezultatov.6 Izračunamo ga lahko na več načinov. Ker je pri našem testu vpliv spominjanja minimalen, smo ga ugotovili tako, da smo preizkušnjo z istim testom na istem materialu (na poljanski gimnaziji) čez 74 mescev ponovili. Če test konstantna psihična svoj- stva ustrezajoče diagnosticira in diferencira, morajo izsledki obeh preizkušenj med seboj več ali manj so glašati. Korelacijski koeficient (Pearsonov) med obe ma preizkušnjama je zadosti visok, če znaša vsaj + 0,80. V našem primeru je rn = +0,89 (verjetna napaka PE = 0,023°). Ker je koeficient dovolj visok, ni bilo treba izvajati ukrepov, ki se jih poslužujemo, 5 Pri standardizaciji je mnogokrat potrebno izračunati še različne druge koeficiente kakor: koeficient objektiv nosti, reprezentativnosti, eksaktnosti itd. Ker pa so med seboj v zvezi (če je n. pr. koeficient objektivnosti nizek, je izključeno, da bi bil koeficient zanesljivosti ali upo rabljivosti visok) in ker pri obravnavanem testu eden glavnih koeficientov, koeficient zanesljivosti, znatno pre sega od teorije in prakse zahtevano višino, vseh koefi cientov nisem računal. Pozneje bom razložil še koeficient uporabljivosti, ki je za namene poklicne svetovalnice najvažnejši. 0 Koeficient je zanesljiv, če je vsaj petkrat večji kakor njegova verjetna napaka. O0.V) 184 če ga hočemo zvišati (da n. pr. test podaljšamo). Koeficient zanesljivosti ima velik praktični pomen. Iz vrst laikov slišimo dostikrat ugovor, da je testi ranje nezanesljivo, ker je morda bila poskusna oseba ravno ob času preizkušnje slučajno indisponirana ali pa v nadpovprečni delovni kondiciji. Mislimo si, da je nekdo dosegel pri inteligentnostni preizkušnji IQ 112. če preizkušnjo čez nekaj časa z istim testom ali z njegovo vzporedno obliko ponovimo, ni posebno ver jetno, da bo ta oseba zopet dobila IQ 112, temveč naj- brže malo več ali malo manj (približno od 110 do 114). Inteligentnostni kvocient, ki ga dobimo pri en kratnem testiranju (da ostanem v okviru inteligent- nostnih testov), je torej res več ali manj slučajen, če bi hoteli ugotoviti resnični IQ, bi morali preizkušnjo mnogokrat (teoretično »neskončnokrat«) ponoviti in izračunati povprečen rezultat. To pa je praktično nemogoče. Pač pa lahko teoretično ugotovimo, kak šna bi bila korelacija rezultatov enkratnega testiranja z resničnimi rezultati, če poznamo koeficient zanes ljivosti tistega testa. Ta korelacija je enaka kvadrat nemu korenu iz koeficienta zanesljivosti: r ^, = y~. V našem primeru je r i*-», = y~ = 0,9i. To do kazuje, da je vpliv razpoloženja ali kakršnega koli drugega podobnega činitelja pri testu, ki ima visok koeficient zanesljivosti, mnogo manjši, kakor se na vadno domneva. Kolikšno »standardno napako« pa delamo, ko se poslužujemo izsledkov enkratnega testiranja? Izrazi mo jo z obrazcem o «-" =