Psiholo.ka obzorja / Horizons of Psychology, 9, 1, 127-131 (2000)H Dru.tvo psihologov Slovenije 2000, ISSN 1318-187HPolemikaH Psihologija, grafologija in astrologija: neveljavni dokazi ofveljavnostif(Odgovor na prispevek Nata.e Strojnik)f GREGOR SOEAN Univerza v Ljubljani, Oddelek za psihologijo, LjubljanaH Povzetek: N. Strojnik (1999) v primerjalni .tudiji psiholo.kega, grafolo.kega in astrolo.keg pristopa k proueevanju osebnosti ugotavlja, da so vsi trije pristopi veljavni prediktorjo samoocene. Ti zakljueki so napaeni in so posledica napak pri uporabi in interpretaciji linearni . modelov. V resnici rezultati ne dokazujejo veljavnosti nobenega od treh pristopov, kar sprie 1 majhnega .tevila udele.encev ni presenetljivop Kljuene besede: veljavnost, ocenjevanje osebnosti, statistieno zakljueevanjI Psychology, graphology nad astrology: invalid evidence ofvalidityf(Reply to Nata.a Strojnik)f GREGOR SOEAu University of Ljubljana, Department of psychology, Ljubljana, SloveniaH Abstract: In her comparative study of psychological, graphological and astrological approac . to the study of personality, N. Strojnik (1999) concludes that all the three approaches are valiB predictors of self-report. These conclusions are erroneous. They are a consequence of errorR in use and interpretation of linear models. In fact, her results do not prove validity of any o . the three approaches, which is not surprising since the number of participants was very lowp Keywords: validity, personality assessment, statistical inferencI * Naslov/address: Gregor Soean, Univerza v Ljubljani, Oddelek za psihologijo, A.kereeva 2, 1001HLjubljana. e-mail: gregor.socan@guest.arnes.siH 128fG. SoeaF Proueevanje .neznanstvenih. psihodiagnostienih tehnik, kot sta grafologija in astrologija je nehvale.no opravilo, saj jih veeina psihologov obravnava s posmehljivim preziromp endar pa bi si psihometriki prihranili precej sivih las, ee bi se omenjeni metodi izkazalo za veljavni diagnostieni orodji. Pomislimo samo na te.ave z odgovornimi slogi neiskrenostjo in nizko motivacijo preizku.ancev, ki bi deloma ali v celoti odpadle. . I zlasti privlaena se zdi astrologija, ki ponuja objektivne in zanesljive postopke, zarado eesar bi velik del testne teorije romal v zaslu.en pokoj. Zato sem z zanimanjem prebra elanek Nata.e Strojnik (1999), ki govori o primerjalni analizi psiholo.kega, grafolo.keg in astrolo.kega pristopa k ocenjevanju osebnosti. Na prvi pogled so rezultati siln 1 obetavni, saj .e povzetek napoveduje, da .sta oba neznanstvena pristopa statistien 1 pomembno korelirala z zunanjim kriterijem veljavnosti.. (str.217). .al pa se kaj kmal izka.e, da je ta veljavnost na trhlih nogah. Pojdimo po vrstip Komorno .tevilo preizku.ancevf Kritienega bralca bo najbr. najprej zmotila velikost vzorca ocenjevancev: deset osebi Tako majhni vzorci so primerni le, kadar raziskujemo zelo stabilne, izrazite in dobr 1 merljive pojave (denimo razliko v povpreeni vi.ini ljudi in mi.i). Ali mednje sodi tudo astrolo.ka in grafolo.ka problematika, naj presodi bralec sam. Odgovor je nakazan . I v prispevku samem, saj Strojnikova navaja raziskave z vee tisoe preizku.anci. Zanimiv 1 je, kako lahkotno avtorica opravi z izjemno nizkim .tevilom preizku.ancev: .Tudo majhnost vzorca naj ne bi bila relevantna, saj naj bi se osnovne razlike med posameznimo pristopi .e kar dobro pokazale pri ocenah za 10 ocenjevancev.. (str. 221). T avtoritativna trditev - brez dodatnih pojasnil - je vse, kar se ji zdi vredno povedati 1 temp Vpra.alnik brez dokazane veljavnostif Ocenjevalci psihologi so sku.ali oceniti osebnost ocenjevancev na podlagi njihovi . dose.kov na testu 16PF. Pregled katalogov obeh slovenskih ustanov, ki sta poobla.eeno za izdajanje testov (Katalog 1998, 1998; Katalog pds, n.d.) poka.e, da ta vpra.alni pri nas ni v prodaji. Z drugimi besedami: psiholo.ka diagnostika ni temeljila na slovensko Neveljavni dokazi o veljavnostiH129f priredbi 16PF (ki je ni!), ampak na precej starem delovnem prevodu vpra.alnika, 1 eigar veljavnosti lahko le ugibamo. Nie eudnega, da je bila skladnost med psihologo razmeroma nizka. Te.ko je razumeti, zakaj ni Strojnikova posegla po katerem od obe . osebnostnih vpra.alnikov, ki sta bila prirejena za slovensko okolje. Tudi to neprijetnoss avtorica gladko prezre. .e vee, na str. 233 celo zapi.e, da so psihologi v zvezi R Cattellovimi dimenzijami .razpolagali . s povsem eksaktno informacijo o kvantiteti.. p Le kako lahko govorimo o nataneni informaciji o kvantiteti, ee nimamo na voljo norm? i Ravno obratno je pri grafologih: vsebina rokopisa ni bila kontrolirana, eeprav bo bilo za to zelo enostavno poskrbeti. Tudi tu lahko le ugibamo, v kolik.ni meri je vsebin rokopisov vplivala na skladnost med grafologi in veljavnost njihovih ocenp Je 2,6% variance veliko ali malo? Ali kar oboje hkrati?f Rezultati .tudije v veliki meri temeljijo na korelacijsko-regresijski analizi. Tu se nI bom spu.eal v vpra.anje, ali je multipla regresija res optimalna metoda in zakaj avtoric navaja parametre, ki s hipotezami in razpravo nimajo nikakr.ne zveze (npr. regresijskI nagibe). Prav tako se ne bom ukvarjal s primernostjo preimenovanja standardne napakI napovedi v .standardno napako izraeuna. (str. 227). Najbolj zanimivi so namre: avtorieini komentarji vi.ine korelacij med kriterijem (samooceno) in ocenamo posameznih ocenjevalcev. Tako se je izkazalo, da ocene grafologov pojasnijo 7,4 variance kriterija. Strojnikova komentira, da ..imajo ocene grafologov kar prece . podlage v stvarnosti..(str. 230). No, .e dva stavka naprej meni, da je to ..relativn 1 malo.. (str. 230). Kak.na je torej korelacija? Visoka ali nizkaE Naravnost zavajajoea pa je interpretacija veljavnosti ocen astrologov. Regresijsk analiza je pokazala, da njihove ocene pojasnijo 2,6% variance kriterija. Pri tem moram 1 upo.tevati, da je koeficient multiple korelacije pri majhnih vzorcih pristranski navzgor zaradi eesar je resnieni odstotek pojasnjene variance najbr. pribli.no enak 0%. Prepross raeun namree poka.e, da lahko pri desetih preizku.ancih in .tirih prediktorjih po nakljuej (torej zaradi napake vzoreenja) in s 5% tveganjem dobimo multiple korelacije d 1 vrednosti skoraj 0,90! Avtorice vse to ne moti, da ne bi zakljueila: .Astrologi tore . precej bolje ocenijo neko konkretno osebo, kot ee bi ocenjevanje potekalo eisto p 1 nakljueju.. (str. 231). Pa za trenutek pozabimo na napako vzoreenja in vzemimo, da jI 2,6% pojasnjene variance prava, populacijska vrednost. Praktieno koristnost tolik.nI korelacije si bomo la.e predstavljali, ee bomo izraeunali indeks ueinkovitosti napovedi ki nam pove, za koliko se zaradi korelacije zmanj.a standardna napaka napovedo (Guilford, 1956). Ta indeks je pri 2,6% pojasnjene variance enak 1,3%. Poenostavljen 1 130fG. SoeanH reeeno, astrolo.ke napovedi so bile za samo 1,3% natanenej.e od .slepega0 napovedovanja! Res .precej bolje od nakljueja. . Eude.na pomno.itev vzorcaf rh vsega pa je temeljna napaka, ki postavlja pod vpra.aj vse glavne rezultate .tudijep Omenil sem .e, da je vzorec ocenjevancev .tel deset oseb. V Tabeli 1, kjer so navedenI korelacije med ocenjevalci, je statistieno pomembnih 35 od 78 korelacij, pri eemer jI najni.ja statistieno pomembna korelacija enaka 0,11. Preprost raeun pa poka.e, da jI pri tako majhnem vzorcu korelacija statistieno pomembna .ele pri vrednosti 0,55 in t 1 celo pri enosmernem testiranju. V resnici torej nobena od korelacij v tabeli ne bo smela biti statistieno pomembna! Tu se raje ne spu.eam v problematiko testiranj veejega .tevila hipotez naenkrat in posledienih po nakljueju statistieno pomembni . korelacij. Strojnikova sicer meni, da to vpra.anje ni relevantno zaradi domnevno velikeg .tevila stopenj svobode, a se tudi glede tega moti, saj je vpra.anje popravka tveganj a napake povezano predvsem s .tevilom testiranih hipotez in ne s stopnjami svobode. V nadaljevanju opazimo .e nekaj nenavadnega: v tabelah 4, 7, 8 in 9 se kot NHpojavlja .tevilo 300. Kaj se je zgodilo? Se je .tevilo preizku.ancev nekje vmes eude.n 1 potrideseterilo? Strojnikova nas glede tega .al pusti v nevednosti (tudi sicer so njeno opisi statistienih postopkov zelo nejasni), zato lahko samo ugibam, da je obravnaval vsako od 30 ocen vsake od 10 oseb kot samostojen rezultat (30 pridevnikov n ocenjevalni lestvici krat 10 oseb je namree enako 300). Ta postopek pa je povse . napaeen, saj grobo kr.i predpostavko neodvisnosti vzoreenja, ki je ena izmed osnovni . predpostavk linearnih modelov (Darlington, 1990; Stevens, 1996). Pri testiranj statistiene pomembnosti moramo namree upo.tevati .tevilo oseb, ki jih vzoreim 1 neodvisno eno od druge. Ocene ene in iste osebe na razlienih pridevnikih ocenjevalnI lestvice pa seveda niso neodvisne. Dejstvo, da je bila vsaka oseba ocenjena na 3 1 pridevnikih, prav v nieemer ne spremeni dejstva, da je bilo teh oseb samo deseti Kakorkoli obraeamo podatke, .tevilo neodvisnih opazovanj je bilo deset in ne tristop To dejstvo ima za rezultate unieujoe ueinek. Vsi statistieni testi, ki jih je izvedl avtorica, namree temeljijo na napaenem .tevilu stopenj svobode in so njihovi rezultato povsem napaeni. Omenil sem .e, da nobena od navedenih korelacij med ocenjevalco ne bi smela biti statistieno pomembna. Isto velja tudi za multiple korelacije meB samooceno in ocenami ocenjevalcev. Rezultati torej ne dokazujejo veljavnosti nobeneg od treh pristopov k ocenjevanju osebnosti! To seveda .e ne pomeni, da so vsi trijI pristopi neveljavni. Vzorec ocenjevancev je bil pae bistveno premajhen, da bi lahko X njim dokazali karkoli v zvezi s proueevano problematikop Neveljavni dokazi o veljavnostiH13b Zakljueekf S Strojnikovo se strinjam, da .apriorno zavraeanje t.i. neznanstvenih pristopov no najbolj.a re.itev, bolj na mestu je njihovo nadaljnje raziskovanje.. (str. 237). Venda . pa od .tudij, temeljeeih na premajhnih vzorcih, dvomljivih merskih instrumentih, napaeni . statistienih analizah in zavajajoeih interpretacijah ne moremo prieakovati napredka a tej smerip Literaturaf Strojnik, N. (1999). Primerjalna analiza razlienih pristopov k ocenjevanju osebnosto (psiholo.kega, grafolo.kega in astrolo.kega)[Comparative analysis of variouR approaches to the study of personality (psychological, graphological anB astrological]. Psiholo.ka obzorja, 8 (2-3), 217-237p Darlington, R.B. (1990). Regression and linear models. New York: McGraw-Hillp Guilford, J.P. (1956). Fundamental statistics in psychology and education. New York McGraw-Hillp Katalog 1998 [Catalogue 1998]. (1998). Ljubljana: Produktivnost, Center z psihodiagnostiena sredstvap Katalog pds [Catalogue of PDI]. (n.d.). Ljubljana: Zavod RS za varstvo pri delup Stevens, J. (1996). Applied multivariate statistics for the social sciences. Mahwah NJ: Laurence Erlbaump