Bortom_Big_Five_28_nov_noc _pm_metod.pdf - Från One.com
Bortom_Big_Five_28_nov_noc _pm_metod.pdf - Från One.com
Bortom_Big_Five_28_nov_noc _pm_metod.pdf - Från One.com
Create successful ePaper yourself
Turn your PDF publications into a flip-book with our unique Google optimized e-Paper software.
inte bara stödjer den använda normativa mätmodellen; den gör också ipsativ mätfilosofi, som<br />
används i åtskilliga tester (MBTI, OPQ etc.) suspekt. De intra-individuella mätningarna är<br />
inte värdelösa i sig, men klart underlägsna de normativa och bidrar inte utöver dessa. Märk att<br />
man kan härleda ipsativa mått från normativa mått, vilket gjorts här, men att man inte kan gå<br />
andra vägen. Om testningen är så upplagd att den inte ger normativ information finns inga sätt<br />
att i efterhand härleda sådan information från data.<br />
Ännu en analys är av intresse. Är de skalorna som korrigerats för skönmålning verkligen bättre<br />
än de okorrigerade? Se Tabell 13.12. Tabellen ger även information om sambanden mellan<br />
okorrigerade skalor och kriterier.<br />
Tabell 13.12. Validering mot 6 kriterievariabler, förklarad varians (kvadrerade multipla<br />
korrelationer) för korrigerade och okorrigerade skalor.<br />
Kriterievariabel Korrigerade skalor, Okorrigerade skalor, Okorrigerade<br />
korrigerade kriterier korrigerade kriterier skalor, okorrigerade<br />
kriterier<br />
Förändringsvilja 0,274 0,251 0,352<br />
Arbetstillfredsställelse 0,454 0,366 0,496<br />
Arbetsvilja 0,475 0,383 0,543<br />
Resultatorientering 0,212 0,093 0,205<br />
Arbetsintresse 0,389 0,330 0,441<br />
Balans arbete – övrigt liv 0,097 0,270 0,441<br />
Medelvärde 0,317 0,<strong>28</strong>2 0,413<br />
Tabellen visar att de korrigerade skalorna hade högre validitet än de okorrigerade skalorna<br />
mot korrigerade kriterier. Detta är ett starkt stöd för den korrektion som genomförts. Tabellen<br />
visar också att sambanden mellan de två serierna av okorrigerade värden var ännu högre, i<br />
själva verket mycket höga. Detta beror troligen på att det finns gemensam varians i alla variabler,<br />
varians som avspeglar skönmålning och som vi rensar bort ur våra mätningar.<br />
Skillnaden mellan kolumn 2 och 3 i Tabell 13.12 kan kanske anses vara liten. Har den någon<br />
praktisk betydelse? Antag att vi har 20 platser att tillsätta bland de 823 46 testade. Vi rangordnar<br />
dem efter jagstyrka 47 , före och efter korrektion. De två måtten på jagstyrka korrelerade<br />
0,73 – högt men inte perfekt. Jagstyrka före korrektion rangordnades och de 20 bästa enligt<br />
detta mått markerades. Därefter rangordnades data enligt jagstyrka efter korrektion. Endast 4<br />
av de 20 behöll sin tätplats. Den genomsnittliga absoluta rangförändringen var 113 rangsteg.<br />
En av de 20 i topp enligt råskalorna tappade 237 rangsteg. Det är alltså tydligt att det spelar en<br />
stor roll vilka mått man väljer.<br />
Intressant är också att av de 20 topplatserna vid användning av okorrigerade råpoäng belades<br />
16, alltså 80 %, av män. Männens andel sjönk till 65 % efter korrektion för skönmålning. Ett<br />
annat sätt att räkna är att beräkna rangskillnaden med tecken bibehållet. Ett positivt värde betyder<br />
att man tappade i rangplacering efter korrektionen. Männen tappade i genomsnitt 18,9<br />
46 Analys på hela materialet. I de flesta fall fanns data för en mycket större grupp än för de 612 som genomgått<br />
det kompletta testet.<br />
47 Se nästa avsnitt om jagstyrka.<br />
134