Cuvinte cheie: semnificatie, diferente medii, militari, civili, studii superioare, studii medii, barbate , femei , periodic, centile , note T


1. Problematica abordata

Lucrarea de fata, care utilizeaza o baza de date consistenta, isi propune sa prezinte o serie de argumente de natura statistica privind :
- revizuirea periodica a etaloanelor utilizate in evaluarea psihologica ;
- utilizarea unor etalone diferentiate in functie de: natura profesiei (militari, civili ), sex (barbati, femei), nivel studii (superioare , medii) ;
- utilizarea unor note mai precise - centilele - in evaluare.
Avand in vedere diversitatea problemelor abordate, caracterul practic al rezultatelor precum si volumul de date explorat lucrarea va prezenta o sinteza a rezultatelor obtinute pentru problemele enuntate.

2. Modelul statistic utilizat

Aria, acoperita de primele 2 probleme, are la baza modelul statistic al
SEMNIFICATIEI DIFERENTEI A DOUA ESANTIOANE
NECORELATE DE VOLUM MARE [3]
Acest model pentru evaluarea semnificatiei diferentei mediilor a doua esantioane presupune cunoasterea elementelor :
- mediile aritmetice (  x₁ , x₂ );
- abaterile standard ( s₁ , s₂ );
- volumele esantioanelor ( n₁ , n₂ ) .
Pe baza acestor elemente se calculeaza :
- erorile standard ale mediilor ( s_x1 , s_x2) exprimate cu formula :
 

Concluziile privind semnificatia diferentei dintre cele 2 medii, associate unui parametru psihologic, sunt determinate conform schemei [3] :
-diferenta semnificativa daca t >2.58 (nivel incredere de 1% );
-diferenta indoielnica daca 1.96 <= t <= 2.58 ;
-diferena nesemnificativa daca t < 1.96.

3. Problema revizuirii periodice a etaloanelor

Pentru a face o evaluare a stabilitatii in timp a etaloanelor utilizate la examenele psihologice aplicate persoanelor ce doresc sa intre in sistemul asociat informatiilor militare am constituit 2 loturi: un lot de 1200 subiecti examinati in perioada 2000-2001 si un al doilea lot de 1300 subiecti examinati in perioada 2005-2006.
Testele de performanta si chestionarele de personalitate ce au fost aplicate ambelor loturi sunt :

AD - Atentia distributive_;
AC - Atentia concentrata;
W - Wonderlic;
B53 - Bonardel;
IG - Inteligenta generala;
MA4 - Memorie vizuala;
PAC - Povestiri absurde - corecte;
STRES - Stress informational;
EPQ - Eysenck;
FPI - Freiburg;
IE - Internalism externalism;
IECT - Control intern-extern;
TEMP - Temperament;
PNP - Pichot;
CP14 - Personalitate( Pertea ).

Denumirile parametrilor asociati acestor teste/chestionare, ale caror coduri sunt utilizate in lucrare, sunt prezentate in anexa.

Analiza a fost efectuata pe doua clase de subiecti : studii superioare si respectiv studii medii.
Pentru studiile medii s-au obtinut urmatoarele rezultate :

Pentru studiile superioare s-au obtinut urmatoarele rezultate

In tabelul urmator redam gruparea diferentelor de medii, aferente parametrilor analizati, atat pe cele doua nivele de studii cat si pe gradele de stabilitate in timp a acestora :
 

Din acest tabel rezulta ca peste 50% ( practic 56% ) dintre parametri analizati au medii semnificativ diferite dupa un interval de timp de aproximativ 4 ani. Acest lucru duce la concluzia ca se impune ca periodic sa se realizeze reetlonari pentru parametrii asociati testelor utilizate in procesul de testare. Reetalonarea se impune si din cauza ca o mare parte din parametrii asociati testelor de performanta ( W , B53, PAC , AD ) au diferente semnificative dupa acest interval de timp iar IG - ul este in zona de incertitudine dar cu t-ul foarte aproape de limita superioara 2.58. Concluzia privind reetalonarile periodice in domeniul de fata este in concordanta cu ipoteza ca in timp testele comporta un anumit coeficient de uzura si deci se impune ca acestea sa fie reetalonate periodic.

4. Problema etalonarii pe grupe socio-profesionale

Paragraful de fata are ca scop confirmarea sau infirmare ipotezei privind elaborarea etaloanelor de evaluare psihologica în functie de particularitatile personalului ce urmeaza a fi încadrat în domeniul informatiilor militare.

Pentru a raspunde acestei probleme am stabilit urmatorul context :
- lotul de subiecti constituit se refera la perioada 2000-2006;
- numarul de subiecti din lot este de 3500;
- testele intrate in analiza sunt cele prezentate la pagraful 3 care insumeaza un numar de 57 parametri de performanta si personalitate;
- grupele socio-profesionale avute in vedere sunt :

B - barbati;
F - femei;
M - militari;
C - civili;
SS - studii superioare;
SM - studii medii.

Pe langa aceste grupe dihotomice analiza a mai cuprins si urmatoarele combinatii ale acestora;
M - SS, M - SM;
C - SS, C - SM;
M - B, M - F;
C - B, C - F.

Prin prelucrarea celor 57 de parametri si a celor 14 grupe socio-profesionale s-au obtiunt 780 triplete (numar de subiecti , medie , abatere standard) la nivel de parametru / grupa socio-profesionala.

Prin utilizarea modelului, prezentat la paragraful 2, am obtinut 3500 de t-uri asociate diferentelor de medii ce au fost analizate din punctul de vedere a semnificatiei statistice a acestora. Mai precizam ca dimesiunile loturilor asociate paramertilor si gruparile socio-profesionale care au intrat in analiza sunt cuprinse intre limitele 110 si 2260

In urma executarii procedurilor privind semnificatia diferentelor dintre mediile tuturor combinatiilor s-a obtinut 1800 combinatii pentru care diferenta este semnificativa ( t > 2.58 ).

In tabelul urmator redam combinatiile de grupe socio-profesionale la care s-au identificat diferente semnificative la mai multi parametri analizati (cel putin la 24 parametri). In tabel vom prezenta combinatiile de grupe in ordinea descrescatoare a numarului de parametri unde diferenta mediilor este semnificativa ( t > 2.58) :

 

Dintre aceste grupe combinatiile ( M , C ) ,( B , F ) , ( SS, SM ) pe langa fatul ca prezinta diferente semnificative intre medii la multi parametri au o importanta deosebita din punct de vedere practic. Aceste combinatii merita analizate in detaliu in sensul ca poate s-ar impune etaloane separate pentru fiecare dintre acestea. Pentru a vede necesitatea unor astfel de etalonari vom analiza combinatia ( M , C ). Din analiza mediilor care sunt semnificativ diferite , in numar de 47 pentru aceasta combinatie , s-au obtinut rezultatele :

a). Parametrii in care mediile la militari (M) sunt semnificativ mai mari ca cele ale civililor ( C )
FPI ( C6 - 4%, E10 - 5%, S5 - 6, M12 - 14% ) ;
CP14 ( IM5 - 5%, A6 - 24% );
TEMP ( L - 14%, PA - 7%, PEA - 9% );
EPQ ( E - 5% ) , IE - 11%, IECT - 6% ;
STRES - 9%, AD - 5%, AC - 12%, IW - 22%, B53 - 29%;
PAC ( A - 3%, T - 4%, C - 6% );
IG ( T - 9%, N - 13% ).

b). Parametrii im care mediile la militari (M) sunt semnificativ mai mici ca cele ale civililor ( C )
FPI ( TD7 - 10% , A2 - 12%, E4 - 45%, NLE11 - 45%,
D3 - 70% ,L8 - 54% , N1 - 121% );
EPQ ( L - 5% , C - 26%, N - 45% );
CP14 ( IM5 - 9%, L13- 31%, TI7 - 39%, FE10 - 27%,
P2 - 38%, D3 - 55%, IP11 - 58%, N1 - 58%,
SE9 - 57%, SZ14 - 64% );
PNP ( PS - 11% , N - 47% , PA - 38% );
TEMP ( EA - 27%, EC - 51%)

Expresiile procentuale exprima diferentele dintre cele doua medii unde media mai mica a fost luata ca baza de comparatie. Din interpretarea sesului fiecarui dintre cei 47 parametri s-a constatat ca diferentele semnificative dintre medii numai pentru trei ( FPI - E10, CP14 - IM5, TEMP - L ) sunt favorabile personalului civil iar restul de 44 sunt favorabile personalului militar.

Prin calcularea medilor ( la performanta si personalitate ) favorabile personalului militar comparativ cu cel civil s-a obtinut:
- media la performanta = 10 %;
- media la personaliate = 30 % .

Din datele prezentate pentru cele doua loturi ( militari si civili ) rezulta clar ca personalul militar este mai performant decat cel civil. Rezultate similare se obtin si pentru celelalte doua combinatii (B,F) si (SS,SM). In continuare vom prezenta cateva concluzii care ar putea explica aceste diferente.

Aceste rezultate statistice confirma necesitate si utilitatea elaborarii si utilizarii etaloanelor pe grupe de subiectii indiferent de obiectivitatea cauzelor ce sunt prezentate in continuare.

- Diferentele dintre subiectii de formatie militara si cei de formatie civila pot fi cauzate de experienta în problematica testarii psihologice mult superioara a celor din prima categorie comparativ cu cei din categoria 2- a. Comparativ cu un ofiter , care a dat astfel de teste incepînd cu admiterea la liceul militar apoi la diverse scoli militare şi terminand cu studiile de la AISM cei din domeniul civil au fost de cele mai multe ori in afara unor astfel de exminari
- Gradul de instruire prin formele de învatamânt ( studii superioare - studii medii ).
- Specificul activitatii militare are de asemenea implicare în diferentierea clara a mediilor obtinute de diverse populatii . De exemplu mediile la atentii care sunt mult superioare la cadrele militare ( atat cu studii superioare cat si cu studii medii ) fata de mediile la civilii cu studii superioare poate avea o astfel de cauza.

Avand in vedere rezulatele analizei diferentlor de medii pentru combinatiile de mai sus precum si utilizarea curenta a computerului in procesul de testare consideram ca rezultatele evaluarii parametrilor psihologici trebuie sa fie furnizate (in note standard) pentru doua sau mai multe din aceste grupe (in care subiectul poate fi incadrat). In acest mod psihologul poate evalua subiectul examinat din mai multe puncte de vedere si deci sa-si faca o imagine mai detaliata despre acesta.

5 Centile sau T -uri ?

In conditiile utilizarii computerului in procesul de testare psihologica si in consecinta a constituirii unor baze de date puternice aferente acestuia consideram ca se impune inlocuirea notelor standard (stanine , T, H ) bazate pe medie si abatere standard cu notele exprimate procentual ( centilele )
Utilizarea notelor procentuale, evitand lineariteatea celor standard dau fata de acestea erori mult mai mici iar nota exprimata de ele are o semnificatie mult mai concreta - din punct de vedere practic.
 

Pentru o evaluare a gradelor de aproximare a celor doua tipuri de note  vom face o reprezentare, în acelaşi sistem de coordonate , a graficelor  acestora ( note  standard – T(x) şi  centile – CN(x) ).

Funcţia asociată notelor standard  T(x) are expresia :

Diferenta D(x) atinge minimul pentru x = 66 aceasta fiind de -29.06 iar maximul corespunde lui x = 33 si fiin de 28.06.
Variatia lui D(x) în intervalul [-29.06 - 28.06] se explica prin faptul ca functia T(x) face o aproximatie lineara pe când CN(x), care exprima in procente aria respectiva, are o eroare ce poate fi chiar neglijata. In lucrarea [5] s-a prezentat o solutie statistico-informatica prin care se pot obtine si noua clase in conditiile repartitiilor reale de frecvente ( cu diferente semnificative de la repartitia teoretica Gauss - Lagrange ).

In prezent cand utilizarea computerului in procesul de testare psihologica este o prezenta frecventa apreciem ca este necesar sa fie utilizate notele procentuale care reflecta mult mai bine plasare rezultatelor efective ale subiectilor fata de o populatie de referinta.

6. Concluzie finala

Lucrarea de fata, care s-a bazat pe un fond relativ mare de date (cateva mii de subiectii testati) pune in evidenta ca prin utilizarea computerului in procesul de testare evaluarea psihologica poate castiga in calitate prin cele trei aspecte : reetalonarile periodice; asocierea parametrilor psihologici din bateriile de teste a doua sau mai multe note standard in functie de categoria din care face subiectul ; utilizare unor note unitare (centilele) mai aproape de realitate Intr-o etapa tranzitorie se poate accepta ca parametrilor psigologici masurati sa le fie atasate atat note t cat si centile grupate pe 2 sau mai multe grupe socio-profesionale.

Anexa

Denumirile parametrilor psihologici utilizati in lucrare
 

Bibliografie

1. Pitariu H. - Managementul resurselor umane - masurarea performantelor - Editura ALL - 1994
2. Traian Rotariu (coordonator) - Metode statistice aplicate în ştiintele sociale - Editura POLIROM - 1999.
3. Milton S. - Ghid simplificat de statistica - Editura Didactica şi Pedagogica - 1971.
4. Mihailescu M, Pertea Gh.,Bucur I.,Buga L.,Preoteasa C. - O conceptie unitara şi fezabila privind inforlmatizarea procesului de testare şi evaluare psihologica - INFO PSIHO 2002 ,11-12 aprilie - organizat de DGIA din MapN.
5. Mihailescu M, Pertea Gh. , Buga L , Preoteasa C, Ciocotea I - Argumente in favoarea utilizarii “Ogivei Galton “ in evaluarea psihologica- INFO PSIHO 2003
6. Mihailescu M, Pertea Gh., Isari S. , Paun I. - Semnificatia diferentelor dintre medii la populatii din domeniul informatiilor militare - INFO PSIHO 2004.

 

* Informatician, D.G.I.A.
** Locotenent colonel psiholog, D.G.I.A.
*** Maior psiholog, D.G.I.A.
**** Colonel drd. psiholog, D.G.I.A.
***** Locotenent psiholog, D.G.I.A.