SOU 1960:13
1957 års skolberedning
Sammanfattning
Den viktigaste problemställningen i undersökningen är att studera de intra- individuella differensernas storlek i olika åldrar. Närmare bestämt skall vi se om det i vissa åldrar är lättare än i andra att urskilja en elevs anlags— och intresseinriktning, något som är av betydelse för skolans differentiering. Med det undersökningsmateriai som insamlas för detta syfte blir det även möjligt att studera ålders- och könsskillnader i genomsnittliga prestationer och intressen. Slutligen undersöks om de test som används också kan be— gagnas som hjälpmedel vid den individuella studievägledningen.
KAPITEL 2
Undersökningsförfarande
Material för belysning av de frågeställningar som diskuterats i kap. 1 har insamlats genom en serie testningar och bedömningsexperiment i årskurser— na 4—9 våren 1958 och våren 1959. Dessa moment föregicks av ett antal förundersökningar, vilka summariskt redovisas i nästa avsnitt.
Huvuddelen av denna rapport bygger på resultat från testningarna våren 1958, vilkas uppläggning och genomförande kommer att beskrivas i detta kapitel. Testningen våren 1959 utgjorde en omtestning i syfte att undersöka testresultatens konstans. Dess uppläggning redovisas i kap. 10, där även re— sultaten framläggs. Bedömningsexpcrimenten som gjordes för att skaffa ma- terial beträffande testens användbarhet vid studierådgivningcn beskrives till— sammans med undersökningsresultaten i kap. 11. Det nu inledda kapitlet ger alltså främst en bakgrund till kap. 3—9, som utgör redogörelsens tyngd— punkt.
F örundersökningar
Förarbetet för undersökningen inleddes hösten 1957 med preliminärt urval, omarbetning och nykonstruktion av test.
Det första förförsöket gjordes i december 1957 med ca 200 elever i årskurs 6 inom Boo och Botkyrka försökskommuner, vilka genomgick tidiga varianter av testen Mönster och Sysselsättningar, vilka närmare beskrivs i det följ ande.
I januari 1958 provkördes testen Likheter och Motsatser (jfr nedan) på elever i årskurserna 4, 6 och 8 inom enhetsskolan samt klass 21 i realskolan i Nacka. Ca 400 elever besvarade vartdera testet.
I februari 1958 genomgick ca 350 elever i årskurs 6 i Lund förberedande varianter av samtliga prov som senare användes i huvudundersökningen. Detta försök gjordes med stöd av pedagogiska institutionen vid Lunds uni- versitet, som ställde provledare till förfogande, och skolpsykologen i Lund, som svarade för undersökningens administration.
I mars 1958 kördes samtliga prov i årskurserna 4 och 8 inom Gustavsbergs försökskommun, sammanlagt på ca 130 elever. Detta sista förförsök avsåg närmast fastställande av tidsgränser för proven.
Testbatteri
För sammansättningen av det testbatteri som användes i huvudundersök- ningen har följande principer varit vägledande.
Testen skulle avse anlags- och intressefaktorer som var kända från tidi— gare forskningssammanhang och som kunde förväntas vara av betydelse för skolprestationer och skolanpassning. Denna avgränsning uteslöt alltså dels rena kunskapsmått, dels mått på personlighetsegenskaper utanför intresse- nas område. Förstnämnda uteslutning hade sin grund i undersökningens in— riktning på de utvecklings- och differentialpsykologiska förutsättningarna för differentieringsproblemet snarare än på de pedagogiska förhållandena. Mot bakgrund av de nu föreliggande undersökningsresultaten skall det vil- ligt erkännas att en serie kunskapsmätningar skulle ha utgjort ett synner- ligen värdefullt komplement till de psykologiska testen. En sådan utvidgning av målsättningen skulle dock haft mycket stora arbetsekonomiska konse- kvenser. Uteslutningen av personlighetstest sammanhängde närmast med svårigheterna att finna sådana test som visat samband med skolprestationer och skolanpassning.
I fråga om anlagstesten ansågs det nödvändigt att låta varje tänkt faktor företrädas av minst två olika test, så att en viss kontroll av testens gruppe— ring skulle bli möjlig. Genom att testurvalet som helhet anknyter till faktor— analytisk forskning och huvudsakligen omfattar välkända test har de ytter- ligare krav på underlaget för varje hypotetisk faktor, som måste uppställas vid explorativa faktoranalytiska undersökningar (jfr Thurstone 1947, sid. 291 ff), ansetts kunna försummas. Någon faktoranalytisk behandling av re- sultaten har ej heller förutsetts.
Testen skulle utföras så att bestämning av testens reliabilitet, dvs. deras mätningstekniska tillförlitlighet, blev möjlig i alla materialets undergrupper. Detta nödvändiggjorde att test där tidsbegränsningen påverkar resultaten uppdelades på två separata delar, vilka sedan kan jämföras inbördes.
Testen Skulle med samma uppsättning av uppgifter och samma tidsbe- gränsning kunna användas över hela åldersskalan från årskurs 4 till års- kurs 9, så att rcsultatjämförelser mellan årskurserna skulle bli möjliga. Vid förförsöken var vi mycket osäkra om detta önskemål skulle kunna uppfyllas. Vanligen används i dessa åldrar ett och samma test endast i ett par angrän- sande årskurser. Detta är också att föredra, när jämförelser mellan åldrar ej åsyftas, eftersom testens svårighetsgrad därvid kan bättre anpassas till den aktuella undersökningsgruppen. De resultat som skall redovisas i det följande tyder emellertid på att vår målsättning inte har varit orealistisk.
Testen skulle kunna administreras i grupp med klasslärare eller motsva- rande som provledare. De borde därför vara skriftliga prov med lättillgäng- liga instruktioner. De borde tillsammans ej ta mer än ungefär en skoldag i
anspråk. De borde utföras samtidigt i alla deltagande klasser inom en skol- enhet.
Testen borde ej tidigare ha genomgåtts av några i undersökningen del- tagande elever. Detta villkor kunde emellertid i ett par fall ej upprätthållas. Proven Bokstavsgrupper och Klossar, vartill uppgifterna har hämtats ur F-testet (Härnqvist m.fl. 1956), hade i annan form genomgåtts av samtliga elever i enhetsskolans årskurser 6 och 7 läsåret 1956/57. Dessa elever åter- fanns vid vår undersökning i årskurserna 7 och 8. Försök att komma till- rätta med eventuella omtestningseffekter redovisas tillsammans med resul- taten.
De test som enligt dessa principer utvaldes för huvudundersökningen be- skrivs i korthet i efterföljande förteckning. De har där ordnats efter de fak- torer de antas belysa. Varje prov inleds med en anvisning med tillhörande övningsuppgifter. De exempel som ges är hämtade från anvisningarnas öv— ningsuppgifter. I tabell 1 är proven uppställda i den ordning de gavs med angivande av antal deluppgifter samt tid för anvisningar och uppgifter. Häf— tena 1—3 gavs första prövningsdagens förmiddag, häftena 4—6 andra pröv- ningsdagens förmiddag.
Tabell 1. Tidsplan för testningen i maj 1958
Antal Tid i minuter för uppgifter anvisningar uppgifter
Lektion 1 (häfte 1) Inledande anvisningar ....... 10 -— Mönster ................... 10 4 5 Likheter ................... 40 4 10 Multiplikationer ............ 48 4 4 Lektion 2 (häfte 2) Lika tal ................... 45 4 5 Bokstavsgrupper ............ 30 8 15 Märkning .................. 300 4 3 Lektion 3 (häfte 3) Additioner ................. 48 4 3 Plåtvikning ................ 30 8 15 Högsta tal .................. 90 4 3 Lektion 4 (häfte 4) Mönster ................... 10 3 5 Figurserier ................. 30 8 15 Lika tal ................... 45 2 5 Lektion 5 (häfte 5) Multiplikationer ............ 48 2 4 M otsatser .................. 40 4 10 Högsta tal .................. 90 1 3 Klossar .................... 40 4 12 Märkning .................. 300 1 3 Lektion 6 (häfte 6) Additioner ................. 48 2 3 Sysselsättningar ............. 160 5 35
Verbala prov
L i k h e t e r (Li), där den prövade bland ett antal givna svarsförslag skall välja ut det ord som betyder ungefär detsamma som ett givet nyckelord. Ex. : LEDIG fri tom slapp mjuk M ot s a t 8 e r (Mo), där i stället motsatsen till vissa ord skall anges. Ex. : HÅRD porös mjuk vattnig klar
Båda de verbala proven nykonstruerades för denna undersökning efter förebild av i många sammanhang förekommande prov.
Abstrakt—logiska (induktiva) prov
B 0 k st a v s g r u p p e r (Bo). Bland fyra bokstavsgrupper om vardera fyra bokstäver skiljer sig en grupp från de övriga i fråga om sin logiska upp- byggnad. Det gäller att komma underfund med principen och markera vilken grupp som avviker.
Ex.: FFFD FFFK FFOF FFFL
Uppgifterna till Bokstavsgrupper hämtades, som förut nämnts, ur mot- svarande delprov i F-testet men gavs i en annan vid förförsöken bestämd ordningsföljd.
F i g u r s e r i e r (Fi). Vissa enkla figurer följer efter varandra i en logisk serie, vars uppbyggnad man visar sig ha förstått genom att ange vilken bland ett antal olika figurer som skall följa närmast i serien.
Ex.:
| / / /
X|x_/
A B C D E
Uppgifterna till Figurserier hämtades ur delprovet Abstract Reasoning i Differential Aptitude Tests (Bennett, Seashore & WVesman 1952) men gavs i ett urval och en ordningsföljd bestämd vid förförsöken.
Spatiala prov
K 1 o s s a r (Kl). En trave med klossar avbildas. Vissa av klossarna ligger skymda av framförvarande. Det gäller att ange hur många klossar traven innehåller.
Ex.:
!
Uppgifterna till Klossar hämtades, som förut nämnts, ur motsvarande del- prov i F-testet men gavs i en annan vid förförsöken bestämd ordningsföljd.
P l ä t vi k nin g (Pl). Det gäller att ange vilken bland ett antal avbildade figurer som kan göras av ett på visst sätt tillklippt ”plåtstycke”.
Ex.:
MM
Uppgifterna hämtades ur delprovet Three—Dimensional Space i General Aptitude Test Battery (Dvorak 1956) men gavs i ett urval och en ordnings- följd bestämd vid förförsöken.
M 6 n st e r (Mö). Vissa geometriska mönster skall ritas av.
Ex.: - ' '
Mönster nykonstruerades för denna undersökning. Idén till provet är när— mast hämtad från Bradford (1948, sid. 86).
I detta som i de följande proven t.o.m. Märkning har uppgifterna fördelats på två varianter, av vilka den ena gjordes första, den andra andra prövnings- dagen. Detta arrangemang var nödvändigt med hänsyn till reliabilitetsbe— stämningen, vilken nämnts och till vilken vi återkommer i resultatredovis- ningen.
Numeriska prov A (1 d i t i o n e r (Ad) av tvåstålliga tal två och två på kort tid. Ex.: 29 + 23
M u 1 t i p 1 i k a t i o n e r (Mu) av enställiga gånger tvåställiga tal på kort tid. Ex.: 13 )( 6
Båda de numeriska proven nykonstruerades för denna undersökning efter förebild av i många sammanhang förekommande prov.
”Kontorsbetonade” snabbhetsprov
H ö g 5 t a t a ] (Ht). Att i rader innehållande fem tvåställiga tal markera det högsta talet.
Ex.: 87 19 54 60 92
Li k a tal (Lt). Att i rutor innehållande nio tvåställiga tal markera de tal som förekommer mer än en gång.
Ex': 74 21 96 47 32 47 75 23 76
Högsta tal och Lika tal nykonstruerades för denna undersökning.
Manuellt snabbhetsprov
M ä r k nin g (Mä). Att på kort tid rita ett visst enkelt tecken, nämligen Ä , i så många rutor som möjligt.
Märkning motsvarar deltestet Mark Making i General Aptitude Test Battery (Dvorak 1956).
Intressen
S y s s el s å t t n i n g a r, ett frågeformulär där den prövade får ange sin inställning till 160 olika sysselsättningar, som med 20 från varje område
företräder åtta olika intresseområden. Dessa karakteriseras nedan i korthet genom exempel på sysselsättningarnas art. Uppställningen framgår av föl- jande exempel. Ex.: ++ + — —— Åka motorcykel ++ + — —— Lära en hund sitta vackert ++ + — —— Gå på museum Intresseområden :
E s t e t i s k a (E): teckning, målning, dekoration, sång, musik, teater. F r i l 11 f t 5 b e t o n a d e (F): friluftsliv, idrott. Husliga (H): handarbete, vävning, matlagning, tvätt, strykning, städ- ning. . K o n t o r 5 h e t o n a d e (K): arbeta på kontor, post, bank, i affär; bok- föring, maskinskrivning, försäljning. P r ak t i s k a (P) : slöjda, snickra, måla, reparera saker. S 0 e i al a (S): hjälpa, ge råd, visa folk tillrätta; intressera, övertala, leda. T ek ni sk a (T): apparaters konstruktion och funktionssätt, matematiska och fysikaliska problem. V e r h a l a (V) : läsa, skriva, redigera; främmande språk, ords betydelse.
Intresseformuläret Sysselsättningar har konstruerats av fil. mag. Yvonne Waern, och de undersökningar som avser intressena har utförts i samarbete med henne. En utförlig beskrivning av konstruktionsarbetet ges av W'aern i en licentiatavhandling som nyligen framlagts (Waern 1960). Waern och författaren till denna redogörelse har oberoende av varandra utifrån sina egna något olikartade frågeställningar utnyttjat och kommenterat de resul- tat av fältundersökningarna, som är gemensamma för båda arbetena.
I anslutning till denna beskrivning av huvudundersökningens testbatteri skall vi även redovisa provet Teknisk förståelse, som gjordes våren 1958 i årskurs 7 i Rambergsdistriktet i Göteborg, i Jönköping och i Nacka som till- lägg till huvudundersökningens testbatteri. Teknisk förståelse medtogs även i samband med omtestningen av elever i årskurserna 5—9 våren 1959. Övriga prov vid detta tillfälle var Likheter, Bokstavsgrupper, Plåtvikning och Addi- tioner (jfr kap. 10).
T e k n i s k f ö r stå e 1 s e (Tf). Vissa enkla mekaniska principer och praktisk—tekniska situationer illustreras, och frågor om funktionssätt o.d. ges i anslutning till bilderna.
Testet utgöres av en inom skolöverstyrelsens försöksavdelning utförd om— arbetning av testet Applied Science and Mechanics ingående i Multiple Apti- tude Tests (Segel & Raskin, 1955). Antalet uppgifter är 40, tiden för anvis- ningar 4 minuter och tiden för uppgifter 20 minuter.
Elevgrupper
Under förberedelsearbetet uppställdes följande krav på de elevgrupper som skulle ingå i huvudundersökningen. 1. I vardera av årskurserna 4—9 borde minst ca 200 pojkar och 200 flickor deltaga i proven. Med hänsyn till bortfall, särskilt då proven fördelades på två dagar, torde det sammanlagda elevantalet i deltagande klasser böra uppgå till ca 500 elever ivarje årskurs eller sammanlagt ca 3 000 elever. 2. Med hänsyn till att materialen från olika årskurser måste vara inbördes jämförbara kunde endast distrikt med försöksverksamhet i samtliga av årskurserna 4—9 ifrågakomma vid undersökningen. Vidare måste alla elever i årskurserna 4—9 i uttagna distrikt, med undantag för slumpvis bortfall, delta i undersökningen. Distrikten borde vara sådana där avgången före och under högstadiet var så liten som möjligt. 3. En viss spridning av materialet i geografiskt hänseende borde eftersträ- vas, även om representativitet för riket knappast kunde uppställas som mål. Som underlag för urvalet av distrikt användes inom skolöverstyrelsens försöksavdelning uppgjorda tabeller över skoldistrikt med försöksverksam- het läsåret 1957/58. Dessa tabeller avser läget vid läsårets början. Efter pre— cisering av krav 2 till att gälla vissa procenttal ”kvarvarande” visade sig 14 försöksdistrikt vara tänkbara. Dessa uppställdes regionsvis efter geografiskt läge, och därefter uttogs Nederkalix från övre Norrland, Timrå från nedre Norrland, Vifolka från mellersta Sverige samt Mörbylånga och Lomma från södra Sverige. Nederkalix som helhet visade sig emellertid för stort, varför materialet där begränsades till elever inom Kalix centralskoleområde. De mått på proportionen kvarvarande, som begagnades, gav följande värden i dessa försöksdistrikt.
Elevantal i årskurserna Elevantal i årskurs 9 i % 7—8 i % av elevantalet av elevantalet i års- i årskurserna 1—6 kurserna 1—6
Nederkalix . ...................... 36,2 15,1 Timrå ............................ 33,4 14,7 Vifolka . .......................... 37,2 13,4 Mörbylånga . ...................... 37,4 12,7 Lomma . .......................... 34,2 14,9
Vid lika stora åldersgrupper hela vägen från årskurs 1 till årskurs 9 bör dessa tal idealt bli 33,3 resp. 16,7 %, men det fanns 1957/58 inget försöks- distrikt som samtidigt uppfyllde båda dessa villkor. Som jämförelse kan nämnas att stadsdistrikt som Sundbyberg och Södertälje hade procenttalen 16,1 och 2,6 resp. 25,1 och 6,1. Även om det alltså i de uttagna distrikten finns risk för att en del elever försvunnit på vägen genom skolan och där— igenom minskat de högre årskursernas jämförbarhet med de lägre, äl denna lisk avsevärt mycket mindre i de berörda distrikten än för distrikten med försöksverksamhet som helhet.
Materialet för huvudundersökningen kommer alltså från årskurserna 4—9
i Kalix, Lomma, Mörbylånga, Timrå och Vifolka. Som redan nämnts testa- des också elever i årskurs 7 i Rambergsdistriktet i Göteborg, i Jönköping och i Nacka. De tillhör ett kompletterande material insamlat för utökning av un- derlaget för de jämförelser mellan testresultat och bedömningar, vilka göres i syfte att belysa testens användbarhet i samband med studierådgivningen (jfr kap. 11). De ingår sålunda ej i huvudmaterialet, vars sammansättning nu skall beskrivas.
Tabell 2. Undersökningsmaterialel fördelat efter årskurs och födelseår
Födelseår Årskurs S:a 1939 1940 1941 1942 1943 | 1944 1945 1946 1947 1948
4 P 2 29 261 4 296 Fl 11 213 9 233 5 P 1 18 244 8 1 272 Fl 10 244 11 265 6 P 14 230 7 251 Fl 1 12 232 7 252 7 P 1 28 253 8 290 F1 2 14 258 13 287 8 P 2 36 237 8 283 F1 1 18 238 10 267 9 P 2 3 23 208 17 253 Fl 1 22 214 12 249 S:a P 2 3 25 245 282 276 258 280 269 5 1 645 F] 1 23 234 265 280 255 262 224 9 1 553
I tabell 2, redovisas undersökningsmaterialet fördelat efter kön, årskurs och födelseår. Det framgår där att resultaten för 1 645 pojkar och 1 553 flic— kor kunnat utnyttjas för undersökningen. Årskurs 4 uppvisar såväl den stör- sta som den minsta undergruppen, nämligen 296 pojkar och 233 flickor. Denna ojämna könsproportion, som ej har någon motsvarigheti andra års- kurser, har gett anledning till en detaljgranskning klass för klass i årskurs 4. Det har därvid visat sig att huvuddelen av skillnaden kommer från Timrå med en klar övervikt för pojkar i alla klasser. Också motsvarande befolk- ningssiffror vid 1950 års folkräkning uppvisar där en sådan oregelbunden- het. Ej heller har bortfall vid undersökningstillfället skett på ett sätt som tyder på att skevheten innebär ett fel i undersökningsmaterialets samman— sättning, utan proportionen tycks avspegla de faktiska förhållandena.
Tabell 3. Undersökningsmaterialets procentuella fördelning på underåriga, normalåriga och överåriga
Pojkar Flickor Årskurs underåriga normalåriga överåriga underåriga normalåriga överåriga
4 1,4 88,2 10,5 3,9 91,4 4,7 5 3,3 89,7 7,0 4,2 92,1 3,8 6 2,8 91,6 5,6 2,8 92,1 5,2 7 2,8 87,2 10,0 4,5 89,9 5,6 8 2,8 83,7 13,4 3,7 89,1 7,1 9 6,7 82,2 11,1 4,8 85,9 9,2
Totalt 3,2 87,1 9,7 4,0 90,1 5,9
Redan tabell 2 visar att huvuddelen av eleverna är normalåriga i skolbän- seende. Stora flertalet i årskurs & vårterminen 1958 är födda 1947 osv. Detta framgår än tydligare av tabell 3, som innehåller den procentuella fördel— ningen på underåriga, normalåriga och överåriga i olika årskurser. I mate- rialet som helhet är 87 % av pojkarna och 90 % av flickorna normalåriga. Det finns färre överåriga och något fler underåriga bland flickorna. Om ål— dersskillnaden i årskursen mellan pojkar och flickor uträknas från födelse— årsuppgifterna, visar sig pojkarna i genomsnitt för samtliga årskurser vara 1/20 år (18 dagar) äldre än flickorna, en tydlig men knappast betydelsefull skillnad. Det föreligger en svag tendens att finnas fler överåriga i de högre årskurserna.
Den stora andelen normalåriga har lett till att en ursprungligen tänkt alternativ uppdelning av materialet efter födelseår vid bearbetningarna slo- pats såsom överflödig. Nu görs alla uppdelningar efter årskurs.
_.
Tabell 4. Undersökningsmaterialet i förhållande till skolornas förhandsuppgifter om elevantalet berörda klasser
Årskurs 4 5 6 7 8 9 S:a A. Undersökningsmaterialet ............... 529 537 503 577 550 502 3 198 B. Kasserade ........................... 8 4 5 9 9 13 48 C. Antal enligt förhandsuppgift ............ 556 555 515 598 582 551 3 357 Ai % av C .............................. 95,1 96,8 97,7 96,5 94,5 91,1 95,3 Bi % av C .............................. 1,4 0,7 1,0 1,5 1,5 2,4 1,4
T abellerna 2—3 innehåller de elever som begagnats för undersökningen. Dessa är givetvis något färre än hela elevantalet i resp. skolor, vilket fram- går av tabell 4. Där visas också att några elever måst uteslutas ur bearbet- ningen, antingen på grund av att de deltagit bara någon enstaka av de sex testningstimmarna eller på grund av att de varit utlänningar som nyligen kommit till Sverige och lärarna därför bedömt att deras resultat ej borde ingå i materialet. Elever som deltagit i större delen av testningen men varit frånvarande vid enstaka prov har däremot medtagits i bearbetningen. Detta gör att antalet elever bakom enskilda medeltal och korrelationskoefficienter ofta något understiger antalen i tabell 2. Någon detaljerad redovisning av detta ”sporadiska” bortfall har av utrymmesskäl ej kunnat medtas i rappor- ten. I intet fall är det dock av sådant omfång att det påverkar tillförlitlig— heten i resultaten.
Undersökningsmaterialet resp. antalet uteslutna har satts i relation till skolornas förhandsuppgifter om elevantalet i berörda klasser, lämnade unge- fär en månad före testningen. Inget försök har gj orts att fastställa det exakta elevantalet vid testningstillfället, som kan avvika något men sannolikt obe—
tydligt från det förhandsanmälda antalet. Allt som allt ingår hela 95 % av de förhandsanmälda i undersökningsmaterialet. Bortfallet är något större i årskurs 9 äni lägre årskurser.
Administration och bearbetning
Huvudundersökningen genomfördes vid flertalet skolor i sista veckan av maj 1958. Proven, som ägde rum klassvis, fördelades på två dagar och tog de tre för— sta timmarna i anspråk vardera dagen. Som provledare fungerade klassföre— ståndaren eller annan av rektor utsedd lärare. Vid besök i distrikten ungefär en vecka före prövningen informerade författaren och hans medhjälpare lärarna om undersökningens uppläggning och syfte samt instruerade dem i provens genomförande. Omedelbart efter prövningen sände skolorna in pro- ven till skolberedningen.
Rättning av proven ägde rum sommaren 1958. Därefter sammanställdes alla delresultat på en blankett för varje elev. Dessa sammanställningar stan- sades i hålremsor för elektronisk databehandling vid Åtvidabergs EDB-avdel- ning. Program för beräkning av frekvensfördelningar, medeltal, spridnings- värden och korrelationer sammanställdes vid avdelningen. Beräkningar gjor- des därefter med materialet uppdelat efter kön och årskurs. Huvuddelen av de statistiska uppgifter som redovisas i det följande har erhållits direkt från den elektroniska bearbetningen.
Sammanfattning
Som instrument för huvudundersökningen valdes tolv olika test på anlags- betonade prestationer och ett frågeformulär för intressen inom åtta olika om— råden. Som undersökningsgrupper uttogs eleverna i årskurserna 4—9 i fem försökskommuner, inom vilka avgången från enhetsskolan till andra skol- former varit obetydlig. Sammanlagt omfattar materialet för huvudundersök— ningen 1 645 pojkar och 1 553 flickor, av vilka närmare 90 % visat sig vara normalåriga för sin årskurs.
KAPITEL 3
Statistisk beskrivning av testen
I detta första resultatredovisande kapitel skall vi ge data beträffande de en— skilda testen, vilka i senare kapitel kan tas till utgångspunkt för analys av våra frågeställningar och som samtidigt ger en uppfattning om den allmänna graden av tillförlitlighet hos undersökningsresultaten.
F rekvensfördelningar
De 240 frekvensfördelningar, som medeltals— och spridningsberäkningarna i materialet grundats på, kan av utrymmesskäl ej redovisas i rapporten. På denna punkt hänvisas till manuskripttabeller i form av maskinlistor. En viss uppfattning om frekvensfördelningarna ger emellertid tabell 5 där de möj- liga extremvärdena i poängtal jämförs med de faktiskt förekommande. Lika- så anges det största procenttal i någon undergrupp (kön och årskurs) som nått lägsta resp. högsta förekommande poängtal. Så finns det t.ex. några elever som i Likheter nått 40 poäng av 40 möjliga, och i en av undergrup— perna har hela 15,4 % nått det värdet, närmare bestämt bland pojkar i års— kurs 9.
I prestationsproven förekommer det genomgående att minst en elev i någon av undergrupperna nått högsta möjliga poängtal, och i vissa av pro— ven är procenttalet med maximipoäng rätt högt för åtminstone någon av undergrupperna. Likheter, Motsatser, Bokstavsgrupper och Additioner visar de största andelarna med full poäng, och detta tyder liksom fördelningarna i sin helhet på att dessa prov varit för lätta åtminstone för de högsta års— kurserna för att ge en fullt tillfredsställande spridning inom den bästa delen av grupperna. Å andra sidan är inget prov för svårt ens för årskurs 4. Noll poäng förekommer undantagsvis men ingenstans i sådan andel att det tyder på att exempelvis instruktionen varit för svår, något som brukar resultera i en stor frekvens för noll poäng.
I intressemåtten utnyttjas hela skalan utom i fråga om friluftsintressen, där ingen elev varit alltigenom negativ. Friluftsintressen har också den hög- sta förekommande frekvensen för maximipoäng, medan husliga intressen i pojkgrupperna tydligen skulle ha kunnat differentieras ännu något i nega- tiv riktning, om skalan räckt till.
Möjligt poängtal Förekommande Största frekvens i %
poängtal av en grupp för lägst högst lägst högst lägsta högsta före— före— kom- kom- mande mande
Likheter ............................ 0 40 0 40 0,4 15,4 Motsatser ........................... 0 40 4 40 0,4 11,5 Bokstavsgrupper ..................... 0 30 1 30 0,4 11,6 Figurserier .......................... 0 30 0 30 0,8 2,8 Klossar ............................. 0 40 1 40 0,8 0,4 Plätvikning ......................... 0 30 1 30 0,3 9,1 Mönster ............................ 0 20 2 20 0,7 7,1 Additioner .......................... 0 96 0 96 0,4 13,8 Multiplikationer ..................... 0 96 0 96 0,3 3,2 Högsta tal ........................... O 180 12 180 0,4 0 ,8 Lika tal ............................ 0 90 12 90 0,3 0,8 Märkning ........................... 0 600 147 600 0,4 0,4 Estetiska ........................... —40 40 ——40 40 0,4 0,4 Friluftsbetonade ..................... —40 40 —35 40 0,4 5,7 Husliga ............................ —40 40 —40 40 4,0 0,4 Kontorsbetonade ..................... #40 40 ——40 40 0,8 0,9 Praktiska ........................... #40 40 #40 40 1,2 0,4 Sociala ............................. _40 40 —40 40 0,4 0,4 Tekniska ........................... ——40 40 —40 40 0,4 1,5 Verbala ............................ —40 40 ——40 40 0,7 0,4
Även om det sålunda förekommer test som varit i lättaste laget för vissa av åldersgrupperna, får det onekligen djärva företaget att använda samma test med samma tider i alla årskurserna från 4 upp till 9 anses ha slagit gan— ska väl ut.
M edeltal
Tabell 6 redovisar medeltalen i prestationstesten för pojkar och flickor i olika årskurser. Tendensen hos vissa prov att vara för lätta i de högre års— kurserna kan iakttas också där i form av medeltal som nalkas maximi— poängen för ifrågavarande test. Tabell 7 visar på motsvarande sätt medel— talen för olika intressen. Medeltalsskillnaderna mellan könen och mellan årskurserna skall bli föremål för detaljerad analys i kommande avsnitt.
För intressevariablerna är det möjligt att göra ytterligare ett slags jäm- förelser, nämligen mellan de absoluta poängtalen i olika variabler, eftersom alla elever tagit ställning till samtliga uppgifter och alla variabler innehål— ler lika många sådana som besvarats i samma skala från ++ till ———. För prestationsproven skulle sådana jämförelser däremot vara meningslösa. I efterföljande tablå har vi angett genomsnittet i olika variabler för samt- liga årskurser med pojkar och flickor var för sig. Det är alltså de värden som erhålles om man beräknar ett ovägt medeltal för varje rad i tabell 7.
Årskurs 4 5 6 7 8 9 Likheter ............................ P 20,2 25,3 29,2 31,4 33,4 34,9 Fl 19,8 24,6 27,8 31,3 32,9 33,7 Motsatser ............................ P 20,7 24,7 28,4 30,4 32,6 33,8 Fl 21,4 25,2 28,3 31,6 32,5 33,9 Bokstavsgrupper ..................... P 12,5 14,9 17,8 20,6 21,5 20,4 Fl 15,2 17,4 19,7 23,1 24,1 21,5 Figurserier .......................... P 15,3 16,6 20,0 20,7 21,5 21,4 Fl 15,4 17,6 19,2 20,7 22,0 20,1 Klossar ............................. P 17,5 18,3 21,8 25,3 26,5 26,1 Fl 14,5 16,1 18,7 22,6 25,0 21,6 Plåtvikning .......................... P 13,9 16,0 19,1 20,6 21,6 23,4 Fl 13,3 15,5 18,2 19,7 20,5 20,6 Mönster ............................. P 11,3 12,6 14,6 14,6 15,3 15,7 Fl 11,6 12,5 14,1 14,2 15,2 15,0 Additioner ........................... P 51,7 60,2 68,3 72,0 78,5 81,8 Fl 61,0 68,1 76,9 78,1 84,9 84,6 Multiplikationer ...................... P 48,3 60,6 65,8 63,7 68,5 73,6 Fl 58,7 67,7 74,3 71,8 77,7 77,7 Högsta tal ........................... P 83,2 98,4 108,4 116,0 128,5 129,3 Fl 93,0 102,7 116,9 119,0 133,3 132,4 Lika tal ............................. P 40,3 49,8 53,9 57,9 61,9 65,1 Fl 48,1 55,6 61,4 64,4 66,7 69,0 Märkning ........................... P 273,1 304,8 328,1 348,4 365,4 380,5
Fl 307,3 334,6 365,2 382,8 398,4 410,5
Tabell 7. Medellalen i olika intressevariabler
Årskurs 4 5 6 7 8 9 Estetiska ...................... P 3,3 — 3,7 — 6,9 —10,2 —-11,7 —12,7 Fl 21,3 17,2 15,3 10,4 8,7 10,1 Friluftsbetonade ................ P 28,9 28,6 26,9 24,0 20,9 17,1 Fl 18,6 18,8 16,6 12,5 9,1 8,9 Husliga ....................... P —13,0 —17,7 —19,7 —20,0 —21,0 —21,1 Fl 18,2 13,9 14,8 11,8 9,3 9,7 Kontorsbetonade ............... P 1,8 — 1,6 — 2,3 — 4,5 — 8,5 -—10,7 Fl 12,4 8,5 9,7 4,3 1,5 — 1,8 Praktiska ..................... P 14,2 13,1 10,5 11,2 5,6 2,7 Fl -— 9,0 ——12,2 —14,2 —15,1 —17,4 —-16,6 Sociala ....................... P 4,7 0,9 0,6 — 2,8 — 4,6 — 3,9 Fl 14,1 8,9 10,2 8,7 4,7 8,8 Tekniska ...................... P 13,7 14,1 14,3 16,2 13,7 13,8 Fl 5,6 0,0 — 1,5 — 4,6 — 8,4 —— 7,5 Verbala ....................... P 1,2 — 5,5 — 5,3 — 9,6 — 9,8 —10,7 Fl 14,2 9,7 9,7 7,0 2,5 4,1
Pojkar Flickor Estetiska . .................................... _ 7,0 + 13,8 Friluftsbetonade .............................. + 24,4 + 14,1 Husliga ...................................... —— 18,8 + 13,0 Kontorsbetonade .............................. — 4,3 + 5,8 Praktiska . .................................... + 9,6 —14,1 Sociala ....................................... _ 0,8 + 9,2 Tekniska . .................................... + 14,3 —— 2,7 Verbala ...................................... —— 6,6 + 7,9
Friluftsbetonade intressen har nått de högsta poängtalen både hos pojkar och hos flickor. Hos pojkarna kommer ytterligare endast tekniska och prak— tiska intressen på plussidan. Hos flickorna är det i gengäld bara de praktiska och tekniska intressena som ligger på minussidan. Längst åt plushållet lig- ger hos dem förutom friluftsbetonade även estetiska och husliga intressen. De senare är i sin tur de variabler som ligger längst åt minushållet bland pojkarna. Rangordningen mellan olika intressevariabler är mycket stabil från årskurs till årskurs. Kendalls konkordanskoefficient (jfr Siegel 1956, sid. 229 ff), som ger uttryck för överensstämmelsen mellan rangordningar— na i olika årskurser och maximalt kan bli 1,0, ger för pojkarna värdet 0,97, för flickorna 0,94.
Spridning
Tabellerna 8 och 9 visar standardavvikelserna, dvs. mått på variationerna inom grupperna. För att fastställa eventuella olikheter i spridningshänseende mellan kön och mellan årskurser har vi räknat ut den genomsnittliga sprid- ningen för vissa grupper av prov. Den första av dessa provgrupper utgörs av de mera intellektuellt betonade prestationsproven —— de som hänförts till verbala, induktiva och spatiala faktorer. Den andra av provgrupperna om— fattar de rutinbetonade snabbhetsproven. Den tredje gruppen omfattar in- tressevariablerna. Andra och tredje provgruppens spridningsgenomsnitt har genom delning med lämplig konstant överförts till ungefär samma skala som första provgruppens, varigenom det blir lättare att jämföra provgrupperna inbördes.
Genomsnittlig spridning i olika årskurser (efter skaltransformation)
4 5 6 7 8 9 Likheter t.o.m. Mönster .............. P 6,0 6,2 6,5 6,3 6,2 6,0 Fl 6,1 6,4 6,3 6,1 6,0 6,4 Additioner t.o.m. Märkning .......... P 6,0 6,2 6,9 7,2 7,4 7,0 Fl 5,9 5,9 6,2 5,8 5,8 6,4 Intressen .......................... P 6,7 6,9 6,9 6,8 7,1 7,1
Fl 6,5 6,7 6,5 6,7 6,9 6,7 28
Tabell & Standardavvikelsema i olika prestationstest
Årskurs 4 5 6 7 8 9 Likheter .................................. P 7,8 6,9 6,8 6,2 6,1 5,3 Fl 7,3 7,3 6,9 6,4 5,9 6,5 Motsatser .................................. P 6,7 6,3 6,4 6,4 5,8 5,8 Fl 6,5 6,8 6,4 5,6 5,9 5,6 Bokstavsgrupper ........................... P 4,5 5,2 6,1 6,2 6,1 6,8 Fl 5,5 5,7 5,8 5,4 5,2 6,3 Figurserier ................................ P 6,5 6,6 6,4 6,8 6,4 6,7 Fl 6,8 6,7 6,5 6,3 5,7 7,8 Klossar ................................... P 5,6 5,9 6,7 6,5 6,0 6,1 Fl 5,5 6,1 6,6 7,1 7,0 6,0 Plätvikning ................................ P 5,9 6,4 6,8 6,6 6,2 5,7 Fl 5,1 6,4 6,3 6,3 6,5 6,7 Mönster ................................... P 2,7 3,0 3,0 2,8 3,3 2,9 Fl 2,9 3,0 2,8 2,7 3,0 2,9 Additioner ................................. P 15,9 16,7 18,5 18,6 17,4 15,6 Fl 14,4 15,7 13,5 12,0 11,4 13,7 Multiplikationer ............................ P 16,7 15,4 16,2 18,2 17,0 17,1 Fl 14,4 14,6 12,6 13,9 12,7 16,0 Högsta tal ................................. P 22,5 22,8 28,6 27,0 30,5 26,5 Fl 23,3 21,8 24,3 24,9 24,1 24,1 Lika tal ................................... P 13,4 14,1 14,8 15,3 14,8 14,6 Fl 14,3 14,2 13,2 12, 12,9 13,2 Märkning ................................. P 43,4 47,7 52,1 57,1 62,6 63,5 Fl 45,3 44,8 57,7 49,0 51,5 56,5 Tabell 9. Standardavvilcelsema i olika intressevariabler Årskurs 4 5 6 7 8 9 Estetiska .................................. P 13,3 14,0 13,8 12,7 14,2 13,8 Fl 10,1 11,2 11,1 11,6 12,3 12,6 Friluftsbetonade ............................ P 10,4 10,4 11,7 13,5 13,6 15,8 Fl 13,0 13,2 12,9 15,5 16,5 16,5 Husliga ................................... P 14,0 13,1 14,4 12,5 11,2 12,9 Fl 12,7 15,1 12,9 13,1 13,8 13,1 Kontorsbe tonade ........................... P 14,7 14,5 14,6 15,3 13,8 14,9 Fl 14,2 14,6 13,6 14,4 15,4 13,8 Praktiska ................................. P 12,3 12,3 13,1 12,8 14,6 13,0 Fl 14,2 13,7 13,3 12,5 12,3 12,3 Sociala ................................... P 14,0 15,4 13,5 13,7 15,2 14,6 Fl 11,9 12,9 12,3 11,0 12,7 12,1 Tekniska .................................. P 14,5 14,6 14,4 12,6 16,2 14,5 Fl 14,1 13,8 14,6 14,1 13,5 13,1 Verbala ................................... P 14,3 15,4 14,4 15,1 15,4 13,9 Fl 13,1 12,6 13,3 14,3 14,1 13,8
Det är tydligt att det förekommer högre spridningsvärden för pojkar än för flickor i de rutinbetonade snabbhetsproven och intressevariablerna. medan däremot den första gruppen av prov ej visar någon konsekvent olik— het mellan könen. Nedanstående tablå anger hur många gånger det i de en- skilda testen inträffar att pojkar resp. flickor har det högre spridningsvärdet.
Antal fall där spridningen är större hos
pejkar flickor lika Likheter t.o.m. Mönster ' ...................... 20 13 4 Additioner t.o.m. Märkning . .................. 25 5 * Intressen . .................................. 31 17 —
Med hjälp av JCE—metoden kan fastställas att avvikelsen från jämn fördel- ning mellan könen är starkt signifikant i den andra gruppen (22 = 13,3), svagt signifikant i den tredje (f = 4,1). En närmare granskning visar att tendensen till avvikelse från jämn fördelning är starkare i de intressevariab— ler som genomgående uppvisar medeltalsskillnader till flickornas förmån (jfr tabell 12)- Där har flickorna lägre spridningsvärden än pojkarna. Skill- naden går däremot snarast i andra riktningen för de variabler där pojkarna har högre medeltal. Detta samband mellan könsdifferenser i medeltal och i spridningsvärden framgår av följande uppställning.
Antal fall där spridningen är större hos
pojkar flickor Estetiska, husliga, kontorsbetonade, sociala och verbala .................................. 24 6 Friluftsbetonade, praktiska och tekniska ........ 7 11
zz för raden Estetiska etc. uppgår till 10,8 och för hela fyrfältstabellen till 8,2. Båda värdena är signifikanta.
Som vi skall se 1 kap. 4 uppvisar även proven Additioner t.o.m. Märkning genomgående metleltalsskillnader till flickornas förmån. När det såväl för de proven som för intressevariablerna gäller att högre medeltal följs av lägre Spridning, tb'der detta förhållande på att spridningsvärdena i tabellerna 8—9 påverkas av s.k. takeffekter. Skalan räcker inte riktigt till uppåt för att sprida ut eleverna Så mycket som varit önskvärt. I proven Likheter t.o.m. Mönster är könsskillnaderna i medeltal mindre och går i olika riktning för olika prov, vilket torde hindra att denna effekt där ger upphov till konse— kventa Spridningsolikheter mellan könen. I övriga prov ligger flickornas värden närmast ”taket”, och där är också deras spridning mindre. Vi är följaktligen benägna att betrakta könsskillnaderna i spridningsvärdena som en sekundär effekt av testtekniska förhållanden.
Vad så spridningsskillnaderna mellan årskurserna beträffar, finns det i vår fÖI'Sta tablå ingen konsekvent tendens, trots att vi av teoretiska skäl kunnat Vänta en uppgång med stigande ålder (jfr kap. 1). Endast i Additio-
ner t.o.m. Märkning för pojkgrupperna kan man tala om en sådan trend. Det torde huvudsakligen vara denna tendens som slår igenom i nedanståen— de rad av genomsnitt för samtliga provtyper och båda könen. Överensstäm- melsen mellan olika prov är dock ej tillräckligt stor för att resultera i en signifikant konkordanskoefficient.
Genomsnittlig spridning i olika årskurser 4 5 6 7 8 9 Samtliga prov P _|— Fl .................. 6,2 6,4 6,5 6,5 6,6 6,7
En detaljgranskning av tabellerna visar dessutom att tendensen avgjort går i motsatt riktning i åtminstone de båda verbala proven-
Genomsnittlig spridning i olika årskurser 4 5 6 7 8 9 Likheter, Motsatser P + Fl . ............ 7,1 6,8 6,6 (5,2 5,9 5:8
Där har vi också enligt tabellerna 5 och 6 anledning att vänta oss starka takeffekter i de högre årskurserna.
Granskningen av spridningsvärdena har alltså tillåtit oss att fastställa en könsskillnad, som åtminstone delvis torde kunna återföras på takeffekter, samt en viss åldersskillnad, som möjligen tyder på något större spridning i högre klasser utom där takeffekter på ett markerat sätt verkar i motsatt riktning.
Testens reliabilitet
Tillförlitligheten hos ett test brukar betraktas ur två aspekter, dels reliabi- litctsaspekten, dels validitetsaspekten (jfr t.ex. Ekman 1957). Reliabilitet avser testets mätningstekniska tillförlitlighet, dess förmåga att motstå olika slag av slumpmässiga inflytelser. Reliabiliteten ger ett mått på hur pass lik" artade resultat man kan väntas få om en individ prövas med ett likartat prov, innan så lång tid förflutit att han själv kan ha förändrats mera väsent— ligt i det avseende som provet mäter. Validiteten avser testets förmåga att mäta vad det syftar till att mäta, t.ex. förutsättningarna för en viss studie— gång, och fastställes exempelvis genom jämförelser med studieresultat. Båda aspekterna skall granskas för dessa test, men validitetcn ej här utan först i kap. 11.
För test där tidsfaktorn ej har någon större betydelse för prestationerna kan reliabiliteten undersökas genom korrelation av olika delar av samma test. När tiden spelar en avsevärd roll för prestationerna såsom i enkla rutin— hetonade uppgifter, måste däremot provet göras i mer än en fristående va— riant och de olika varianternas resultat korreleras. I översikten över pro- ven har vi angett att Mönster, Additioner, Multiplikationer, Högsta tal, Lika
tal och Märkning gjorts i två varianter, och där har korrelationen mellan prestationerna i de båda varianterna använts för reliabilitetsbestämning. ] övriga prestationsprov och i intressemåtten har testen halverats enligt udda- jämn-metoden, och poängen på ena hälften av provet har korrelerats med poängen på den andra. I båda fallen har sedan Spearman-Browns korrek— tionsformel, som tillåter uppskattning av reliabiliteten hos ett prov som gjorts längre, använts för beräkning av reliabiliteten hos båda varianterna tagna tillsammans resp. hela provet.
Den utförliga redovisningen av reliabilitetskoefficienterna göres i bilage- tabellerna A och B. Tabell 10 ger genomsnittskoefficienter för olika test resp. årskurser, när det gäller prestationstesten, med materialet uppdelat på poj- kar och flickor. Genomsnitten har beräknats ur tabell A med Fishers z-trans- formation som mellanled, dock utan vägning med gruppstorleken.
Tabell 10. Genomsnittlig reliabilitet iprestaiionslesten
Pojkar Flickor Pojkar Flickor Likheter .................. .896 .897 Årskurs 4 ............ .851 .867 Motsatser ................. .873 .874 5 ............ .845 .861 Bokstavsgrupper ........... .888 .893 6 ............ .874 .871 Figurserier ................ .896 .903 7 ............ .862 .857 Klossar ................... .833 .875 8 ............ .876 .852 Plåtvikning .............. .896 .881 9 ............ .884 .891 Mönster .................. .722 .775 Additioner ................ .899 .882 Multiplikationer ............ .907 .893 Högsta tal ................. .860 .857 Lika tal .................. .853 .820 Märkning ................. .780 .799
Ett flertal test har en genomsnittlig reliabilitet på eller strax under 0,90, vilket är tillfredsställande för prov av den längd det här rör sig om. Sämst ligger Mönster och därnäst Märkning som båda har starka inslag av manuell snabbhet och även uppvisar betydande övningseffekter från första till andra dagen. Överhuvud taget gäller för proven från Mönster och nedåt i listan att reliabiliteten där dras ner av eventuella förändringar hos eleverna mellan de båda prövningsdagarna. Såtillvida är de testen på förhand sämre ställda i reliabilitetshänseende än de första sex proven i listan. För de frågeställ- ningar som skall belysas i huvudundersökningen är reliabilitet av den här funna storleksordningen fullt tillräcklig. Där så är nödvändigt kan korrek- tionsmetoder användas som eliminerar den felkälla vid tolkningen som be- står i bristande eller olika reliabilitet.
Vi har även sett efter om det sker någon systematisk förskjutning i relia- bilitet från årskurs till årskurs genom att räkna ut medeltal för kolumnerna i tabell A. Som tabell 10 visar kan man knappast tala om någon trend i detta hänseende.
Tabell 11. Genomsnittlig reliabilitet i intressevariablerna
Pojkar Flickor Pojkar Flickor
Estetiska .................. .869 .839 Årskurs 4 ............ .874 .867 Friluftsbetonade ........... .896 .900 5 ............ .875 .881 Husliga ................... .904 .913 6 ............ .883 .879 Kontorsbetonade ........... .878 .865 7 ............ .885 .870 Praktiska ................. .874 .879 8 ............ .898 .882 Sociala ................... .899 .879 9 ............ .904 .888 Tekniska ................. .902 .883 Verbala ................... .866 .849
I tabell 11, som bygger på bilagetabell B, redovisas på motsvarande sätt reliabiliteteni intressevariablerna. I genomsnitt för alla koefficienter uppgår den till 0,88. Ingen variabel skiljer sig här på ett mera markant sätt från de övriga, och värdena är överlag tillfredsställande. Värdena för olika årskurser visar möjligen en svag tendens till uppgång.
Av dessa data om testens reliabilitet kan vi alltså dra slutsatsen att vi i de fortsatta bearbetningarna rör oss med en i mätningstekniskt hänseende fullt godtagbar uppsättning av test. Även för de strängare krav som användning av testen vid individuella anlags- och intresseundersökningar ställer, kan flertalet test passera i befintligt skick. Mönster och Märkning kan dock be- höva förlängas före individuell användning, så att deras reliabilitet för- bättras.
Sammanfattning
Frekvensfördelningar och medeltal tyder på att några av testen varit i lät— taste laget i de högsta årskurserna, vilket avspeglas också i spridningsvär- dena. På det hela taget har det dock visat sig möjligt att använda samma test med samma tider genom hela den undersökta åldersperioden. Testens reliabilitet, dvs. deras mätningstekniska tillförlitlighet, når en för undersök- ningens syfte tillfredsställande nivå.
KAPITEL 4
Medeltalsskillnader mellan pojkar och flickor
Måttsenheten vid gruppjämförelser Jämförelser mellan medeltalen bos pojkar och flickor kan göras direkt i tabellerna 6 och 7. Där begränsas möjligheterna emellertid av att de olika proven har olika poängskalor, varigenom könsskillnadernas storlek ej kan jämföras från det ena provet till det andra. Samma svårighet uppkommer för övrigt i samband med analysen av årskursskillnader i nästa kapitel. Det är därför viktigt att finna en måttstock som är gemensam för de olika proven.
Den bästa möjlighet som därvid erbjuder sig torde vara att sätta diffe- renserna mellan olika undergrupper i relation till spridningen inom under- grupperna. Ivarje sådan gruppjämförelse finns det två undergruppers sprid—, ningsvärden att ta hänsyn till. Dessa kan emellertid kombineras enligt en formel som ger det spridningsvärde som skulle erhållas, om man slumpvis sammansatte par bestående av en medlem ur vardera undergruppen och be- räknade spridningen för differenserna inom paren. Formeln för spridningen i sådana differenser är följande, där differensspridningen betecknas med S, och de båda undergruppernas, t.ex. pojkarnas och flickornas, spridningar med 31 och s,.
sd : V/Så + så
Ytterligare en faktor bör emellertid beaktas, när det gäller att göra diffe- renserna i olika test jämförbara. De spridningsvärden som redovisas i tabel- lerna 8 och 9 är påverkade av mätningsfel i testen, och dessa fel varierar mellan test och undergrupper, såsom vi kan se i bilagetabellerna A och B över reliabiliteten i olika prov. Ett icke felpåverkat, ”sant” spridningsvärde kan beräknas ur de faktiskt observerade standardavvikelserna och motsva- rande reliabilitetskoefficienter enligt följande formel, där den ”sanna” sprid— ningen beteeknas med stora S, reliabiliteten med ru.
[_ Sl = S1 V 1"11 Den ”sanna” differensspridningen (Sd) blir då: 2 2 Sd: V51r11+52r22 Vår måttstock blir alltså S,, som är enhetlig såtillvida som den alltid sätter en viss gruppdifferens i relation till den av mätningsfel opåverkade sprid-
ningen för samma differens. Differenserna blir härigenom standardiserade och uttryckta i s.k. z-enheter enligt följande formel, där (I betecknar diffe— rensen mellan medeltalen i två undergrupper.
zd = d/Sd
Den okorrigerade differensspridningen, sd, står i nära relation till medel— felet för en differens, när de jämförda undergrupperna är ungefär lika stora såsom här är fallet. Värdet s,, behöver då endast delas med kvadratroten ur den genomsnittliga gruppstorleken. Med grupper på ca 250 elever behöver en differens uppgå till ca 0,16 sd-enheter för att vara signifikant på enprocents- nivån. Eftersom Sd understiger sa, i genomsnitt med ca 6 %, behöver z,, uppgå till ca 0,17 för motsvarande signifikans.
Nu har emellertid en annan princip tillämpats för urval av de skillnader mellan könen som skall betraktas som Säkerställda, nämligen att de utan undantag ger utslag med minst en medelfelsenhet i samma riktning i alla sex årskurserna. En medelfelsenhet motsvarar som regel 0,07 2,1. De flesta konsekventa skillnader är som vi kommer att se långt mera markanta än så.
Prestationer
Tabell 12 innehåller zd-värdena för könsdifferenserna i olika prov och års- kurser. För överskådlighetens skull har vi i nedanstående tablå angett de genomsnittliga Zd—värdena i prestationsproven för alla årskurserna tagna till- sammans. ;, i genomsnitt högre för pojkar flickor
Likheter ............................... 0,08 —— Motsatser . .............................. — 0,05 Bokstavsgrupper ........................ — 0,29 Figurserier . ............................ 0,01 — Klossar ................................. 0,35 — Plåtvikning . ............................ 0,13 — Mönster ................................ 0,07 — Additioner . ............................ — 0,3 Multiplikationer ........................ — 0,38 Högsta tal .............................. _— 0,17 Lika tal ................................ _ 0,34 Märkning . .............................. —— 0,50
Flickorna har klart och konsekvent nått högre resultat än pojkarna i alla de rutinbetonade snabbhetsproven. I de mera centralt intellektuellt betonade proven visar flickorna en tydlig övervikt i det induktiva provet Bokstavs- grupper, pojkarna i det spatiala provet Klossar. Plåtvikning ligger på grän- sen till att uppfylla de krav på tydliga könsdifferenser som nyss uppställdes. Alla skillnaderna går till pojkarnas fördel, men den minsta av dem uppgår endast till 0,9 medelfelsenheter mot stipulerade 1,0. Vi är dock benägna att
medta även detta prov bland testen med Säkerställda skillnader. Av de båda verbala proven ligger det ena på pojkarnas sida, det andra på flickornas, men skillnaderna torde böra betraktas som slumpmässiga.
Tabell 12. Medeltalsdifferenser mellan pojkar och flickor i relation till differensernas "sanna" spridning
Årskurs 4 5 6 7 8 9 P Fl P Fl P Fl P Fl P Fl P Fl Prestationer Likheter ................. 0,04 0,07 0,15 0,01 0,06 0,15 Motsatser ................. 0,08 0,06 0,01 0,15 0,01 0,01 Bokstavsgrupper .......... 0,40 0,33 0,24 0,32 0,34 0,12 Figurserier ............... 0,01 0,11 0,09 — — 0,06 0,13 Klossar .................. 0,42 0,27 0,35 0,30 0,17 0,57 Plåtvikning ............... 0,08 0,06 0,10 0,10 0,13 0,33 Mönster .................. 0,09 0,03 0,15 0,11 0,03 0,19 Additioner ................ 0,46 0,37 0,40 0,29 0,32 0,14 Multiplikationer ........... 0,49 0,35 0,44 0,37 0,46 0,18 Högsta tal ................ 0,33 0,15 0,24 0,09 0,13 0,09 Lika tal .................. 0,43 0,31 0,41 0,36 0,28 0,23 Märkning ................ 0,61 0,54 0,52 0,51 0,46 0,39 Intressen Estetiska ................. 1,18 1,27 1,35 1,31 1,17 1,29 Friluftsbetonade ........... 0,67 0,62 0,63 0,59 0,58 0,37 Husliga .................. 1,74 1,66 1,86 1,87 1,80 1,75 Kontorsbetonade .......... 0,55 0,53 0,64 0,45 0,52 0,47 Praktiska ................ 1,33 1,49 1,40 1,58 1,27 1,15 Sociala .................. 0,55 0,44 0,56 0,70 0,49 0,71 Tekniska ................. 0,43 0,74 0,82 1,17 1,10 1,14 Verbala .................. 0,73 0,82 0,84 0,85 0,63 0,82
Anm. Siffror under P anger högre värden för pojkarna, silIror under Fl anger högre värden för flickorna.
Endast sistnämnda resultat kan möjligen förvåna, och det med tanke på att det ofta talas om en övervikt i språkliga sammanhang för flickorna. Så är emellertid knappast fallet i ordförståelseprov av den typ som här be- gagnats. (Jfr Anastasi 1958, sid. 474: ”Nevertheless, it is evident that girls do relatively better in word fluency and in tasks involving mastery of the mechanics of language than they do in vocabulary, verbal comprehension, and verbal reasoning tests”)
Det är också möjligt att i tabell 12 undersöka om det mellan årskurserna sker en förskjutning i könsdifferensernas storlek. Om differenser till flic— kornas fördel räknas med plustecken och differenser till pojkarnas fördel med minustecken, blir den genomsnittliga skillnaden flickor—pojkar föl— jande i olika årskurser.
z,, för flickor minus pojkar i genomsnitt för
årskurs 4 5 6 7 8 9 Prestationsprov .............. 0,20 0,15 0,12 0,13 0,14 —— 0,02
Dessa genomsnitt är självfallet i hög grad beroende av testbatteriets sam— mansättning, vilken ur denna speciella synpunkt kan anses godtycklig med kanske för stort utrymme för rutinbetonade uppgifter. Tendensen i förskjut- ningarna kan emellertid ändå ha intresse. Flickorna ligger klart över i års- kurs 4, men i årskurs 9 är skillnaden utplånad. Genom att studera rangord- ningarna för zd-värdena i de olika proven är det möjligt att fastställa att ten- densen till nedgång är konsekvent på ett signifikant sätt (Kendalls konkor- danskoefficient=0,48). Det mycket kraftiga fallet mellan årskurs 8 och årskurs 9 gör ju dock ett något egendomligt intryck i förhållande till den i övrigt försiktiga nedgången. Man blir där benägen fråga sig om mellan års- kurserna 8 och 9 en stor del av de sämre pojkarna eller av de bättre flic— korna försvunnit ur klasserna, så att vi i årskurs 9 rör oss med ett urval av annat slag än i övriga årskurser. Denna fråga har vi anledning att återkom- ma till i nästa kapitel.
Att en skillnad är betryggande ur statistiska synpunkter och endast med liten sannolikhet kan ha uppstått av en slump betyder emellertid vid mate— rial av här förekommande storleksordning ej nödvändigtvis att skillnaderna är stora och praktiskt betydelsefulla. Vi har i figur 1 avbildat frekvensför- delningarna för pojkar och flickor i de prestationsprov som uppvisar de högsta genomsnittliga zd-värdena och därtill i de årskurser där skillnaderna varit störst. Det är Klossari årskurs 9 där 2, = 0,57 till pojkarnas fördel och Märkning i årskurs 4 där zd = 0,61 till flickornas fördel.
% % 55 _ 35 _ 30: 30: 20: 20%
? , _:
: ' : ||| _ ,' |o _
.. I _
I ' I
__ I _
_ I _
5
0 | | | | | | | 0 | F | | | | | 0 5 It) l5 20 25 50 55 40 l50 |85 220 255 290 325 560 595 450 Klossar, årskurs 9 Märkning, årskurs 4
_Pojkor
— ---Flickor
Figur 1. Frekvensfördelningar för prestationsprov med extrema könsdifferenser
Som framgår av diagrammen täcker pojkar och flickor samma poängskala, och fördelningarna sammanfaller till en betydande del. I Klossar ligger 27 % av flickorna över pojkarnas medeltal. I Märkning ligger 24 % av pojkarna över flickornas medeltal.
Intressen
Även intresseskillnaderna återfinnes i tabell 12 och har för överskådlighe- tens skull dessutom sammanförts i form av genomsnittsvärden i följande tablå.
z,, i genomsnitt högre för
pojkar flickor Estetiska ............................... — 1,26 Friluftsbetonade ........................ 0,58 — Husliga ................................ — 1,78 Kontorsbetonade ........................ — 0,53 Praktiska .............................. 1,37 — Sociala . ................................ —— 0,58 Tekniska . .............................. 0,90 — Verbala ................................ — 0,78
Skillnadernas riktning är i och för sig ej överraskande. Pojkar ligger högre i praktiska, tekniska och friluftsbetonade intressen. Flickorna ligger högre i husliga, estetiska, verbala, sociala och kontorsbetonade. Alla diffe— renser är fullt konsekventa och signifikanta.
% % 55 55 _ "& A i ,: = __ = == 30 : ', & 50 : : X _ . 3 _ I & — ' x — I & _ Å __ I . : ' x - I . _ | x — I __ , . _ | 20 _ , . 20 _ u _ | . _ , | : | : I 1 _ , _. I | : | I : I ' : | I : '. m _ ; , *, ||| _ , , , * | 8 — I | I | * I ' l __ s _ I . _ ' $ _ I | I ,, ss — Z 4 l " ” _ _ _ _ f _ _ _ ' 0 | | | | | | | 0 | | | | | | —40 —30 —20 —10 0 l0 20 50 40 —40 —50 —20 —10 0 [0 50 40 Praktiska intressen, årskur57 Husligu intressen, årskurs 7 _ Pojkar
Figur 2. Frekvensfördelningar för intressevariabler med extrema könsdifferenser
— ---Flickor
Intresseskillnaden mellan pojkar och flickor tenderar att vara störst i års- kurserna 6 och 7 och minst i årskurs 4, men någon trend i förändringen av z—värdenas storlek förefinns ej som är tillräckligt konsekvent för att bli signifikant. Bland de enskilda intressevariablerna är det endast den tekniska som visar någon tydlig trend. Där stiger 2, från 0,43 i årskurs 4 via 0,74 och 0,82 till drygt en zd-enhet i de tre högstadieklasserna.
Även här har vi för att illustrera zd-värdenas innebörd gjort diagram över de största skillnaderna i resp. riktningar. De avser praktiska intressen och husliga intressen i årskurs 7 med z,, = 1,58 till pojkarnas fördel i de förra, z,, = 1,87 till flickornas fördel i de senare (figur 2).
Det förekommer också här en viss övertäckning mellan grupperna. Men bara 2 % av flickorna ligger över pojkarnas medeltal i praktiska intressen, och bara 2 % av pojkarna ligger över flickornas medeltal i husliga intressen.
I ntresse- kontra prestationsskillnader
Det intressantaste i föreliggande undersökning av könsdifferenser är emel— lertid möjligheten att studera skillnader i prestationer och skillnader i in- tresseni samma undersökningsgrupper och i en gemensam skala.
En sammanfattande och slående bild av könsskillnaderna ger figur 3, där genomsnittsdifferenserna markerats på en gemensam skala, från den varia— bel som visar största skillnad i pojkarnas riktning till den som ligger längst åt flickornas håll.
Alla intresseskillnader ligger längre ut i resp. riktningar än prestations- skillnaderna, som ligger hopträngda i ett litet mittfält. Praktiska och tek- niska intressen och de test som de närmast svarar mot, de spatiala, ligger på samma sida om nollpunkten, men prestationstesten mycket närmre noll- punkten än intressevariablerna.1 Verbala intressen ligger klart över åt det kvinnliga hållet, men verbala prov ligger kring nollpunkten. Minst åtskilda är kontorsintressena och deras närmaste motsvarigheter, de rutinbetonade snabbhetsproven, som ligger tätt samlade på flickornas sida.
Det ligger inget sensationellt i dessa resultat, men ändå är de tämligen unika och förtjänta av uppmärksamhet. De antyder att skillnader mellan pojkar och flickor, t.ex. i anpassningen till olika skolämnen, mera bottnar i intresseolikheter än i anlagsmässiga skillnader. Tillsammans med de myc— ket måttliga korrelationer mellan anlag och intressen som senare skall redo-
1 Teknisk förståelse som gjordes i årskurserna 5—9 i samband med omtestningen 1959 uppvisar där ett genomsnittligt zd på 0,81 till pojkarnas fördel. Detta värde ligger nära de tekniska och praktiska intressenas, och vad mera är: värdena för olika årskurser i tekniska intressen och teknisk förståelse följer samma trend med större könsdifferenser på hög— än på mellanstadiet.
5 6 7 Tekniska intressen . .......... 0,74- 0,82 1,17 1,10 1,14 Teknisk förståelse . .......... 0,56 0,70 0,97 0,84 0,98
Visas inskärper de betydelsen av att man håller isär anlags- och intresse-- aspekterna även i den mera lekmannamässiga diskussionen av manliga och kvinnliga egenskaper.
Prestationer
_ ___-O__ o o'u =-U x: n.;åmåäm411'åå
Pojkar högre Flickor högre
"|.4 Iz Lo 0.8 05 0.4 0.2 0 01 04 0.6 0.8 1.0 12 M Ls ls
IlllilIllillllillllilllLillllil|Hi]IllilllllllllillllilltlillllillllilIllillllillIlilllllI|||||lllil|llilHlilIItillllillllllllllllllill|IillllillllillliilllliIIliiHll
&. )— u. acc/) >
Intressen
Figur 3. Könsdifferenser i olika variabler i relation till differensernas ”sanna" spridning (genomsnitt för alla årskurser)
Sammanfattning
Flickorna uppvisar bättre resultat än pojkarna i rutinbetonade snabbhets- prov och i ett logiskt test, pojkarna bättre resultat i test med teknisk-spatial inriktning. Större än könsdifferenserna i anlag är emellertid intresseolik— heterna. Flickorna överväger i husliga, estetiska, verbala, sociala och kon— torsbetonade intressen, pojkarna i tekniska, praktiska och friluftsbetonade.
KAPITEL 5
Medeltalsskillnader mellan årskurserna
M etod frågor Vi har i tabell 2 sett att ålder och årskurstillhörighet ganska väl följer var- andra åt i vårt undersökningsmaterial. Man kan därför i huvudsak begagna materialet för ett studium av utvecklingsgången i olika psykologiska funk— tioner, väl att märka dock under den uttryckliga förutsättningen att de tes— tade eleverna på likartat sätt i alla årskurser representerar samtliga elever i sin åldersgrupp. Inget systematiskt bortfall av elever får ha skett mellan årskurserna. Såsom framgick av kap. 2 var detta också den dominerande principen vid valet av de försökskommuner som skulle delta i undersök- ningen. Endast sådana där ingen mera märkbar avgång av elever till andra skolformer ägde rum på högstadiet tilläts ingå i undersökningen. I samband med resultatredovisningen finns det anledning att återkomma till möjlig— heterna att i materialet kontrollera att årskurserna representerats på ett lik- värdigt sätt.
En ytterligare förutsättning är givetvis att samtliga årskursers elever gjort proven under samma betingelser. Ett par avsteg på denna punkt har redo- visats redan i kap. 2. Testen Bokstavsgrupper och Klossar hade av flertalet elever i årskurserna 7 och 8 i något annan form genomgåtts ett år före vår undersökning. Vid vår omtestning 1959 blev det möjligt att ungefärligen upp- skatta effekten av sådan upprepning, och vi har använt en uppskattning av denna omtestningseffekt till att ge ett korrigerat alternativ till utvecklings- gången i dessa test (jfr kap. 10).
För ett enskilt test är det möjligt att studera utvecklingsgången direkt i tabell 6 eller 7, där medelpoängen ges i resp. tests egen skala. Men jämförel— ser mellan utvecklingstendenserna i olika test kan göras först sedan de olika förskjutningarna uttryckts i en gemensam skala. Liksom vid analysen av könsskillnaderna i kap. 4 erbjuder differensernas ”sanna” spridning här en lämplig gemensam måttsenhet. Skillnaden mellan årskurserna 4 och 5 i ett visst test delas med den ”sanna” differensspridningen mellan årskurserna 4 och 5, skillnaden mellan årskurserna 5 och 6 med sin differensspridning osv. De mått på förskjutningen i zd-enheter som därvid erhålls kan sedan läggas till varandra så att en hel utvecklingskurva från årskurs 4 till årskurs 9 framträder. Resultaten av dessa årskursjämförelser i zd-skalan återfinns i tabellerna 13 och 14 och i figurerna 4—13. I kolumnen för årskurs 5 i tabell
13 står sålunda avståndet i z-enheter mellan medeltalen i årskurs 5 och års- kurs 4. I kolumnen för årskurs 6 har till detta avstånd adderats avståndet i z-enheter mellan medeltalen i årskurs 6 och årskurs 5 osv. De olika standar- diserade differenserna har på detta sätt kumulerats, så att det genast blir möjligt att se det sammanlagda avståndet i z-enheter från medeltalet i en viss årskurs till medeltalet i årskurs 4, som får ge nollpunkten för jämförelsen. Om man är intresserad av avståndet mellan medeltalen för två angränsande årskurser, kan man lätt räkna ut detta genom att subtrahera den lägre års- kursens värde från den högres. I det följande kommer resultaten att kom- menteras utifrån diagrammen, som i sin tur bygger på tabellerna 13—14. Bokstavsgruppers medeltal i årskurserna 7 och 8 har minskats med en upp- skattad omtestningseffekt av 1,5 poäng och Klossars med 2 poäng. Diagram- men återger endast de korrigerade värdena.
Tabell 13. Medeltalsdifferenser mellan årskurser i relation till differensernas "sanna" spridning (kumulerade z-värden). Prestationsprov
Ditferenser mellan årskurs 4 och årskurs
5 6 7 8 9 Likheter ......................................... P 0,52 0,95 1,20 1,44 1,64 Fl 0,49 0,83 1,23 1,42 1,51 Motsatser ........................................ P 0,48 0,92 1,16 1,43 1,58 Fl 0,43 0,78 1,20 1,32 1,50 Bokstavsgrupper .................................. P 0,37 0,76 1,10 1,21 1,09 Fl 0,30 0,60 1,05 1,19 0,86 Figurserier ....................................... P 0,15 0,54 0,62 0,71 0,70 Fl 0,24 0,42 0,59 0,75 0,54 Klossar .......................................... P 0,11 0,53 0,93 1,08 1,03 Fl 0,21 0,52 0,95 1,21 0,82 Plåtvikning ....................................... P 0,26 0,61 0,78 0,90 1,12 Fl 0,29 0,61 0,79 0,88 0,89 Mönster .......................................... P 0,39 0,96 0,96 1,15 1,25 Fl 0,24 0,68 0,71 0,98 0,93 Additioner ....................................... P 0,39 0,74 0,89 1,16 1,31 Fl 0,36 0,81 0,88 1,32 1,30 Multiplikationer ................................... P 0,57 0,81 0,72 0,92 1,14 Fl 0,46 0,82 0,68 1,02 1,02 Högsta tal ........................................ P 0,52 0,82 1,03 1,37 1,39 Fl 0,33 0,79 0,85 1,30 1,27 Lika tal .......................................... P 0,53 0,74 0,94 1,15 1,32 Fl 0,40 0,73 0,91 1,06 1,20 Märkning ........................................ P 0,57 0,95 1,24 1,47 1,66
Fl 0,49 0,96 1,22 1,47 1,65
Efter korrektion för skattad effekt av omtestning:
Bokstavsgrupper .................................. P 0,37 0,76 0,92 1,03 1,08 Fl 0,30 0,60 0,85 0,99 0,85 Klossar .......................................... P 0,11 0,53 0,70 0,85 1,05 Fl 0,21 0,52 0,73 0,99 0,83
Figurerna 4 och 5 visar utvecklingsgången i de verbala och induktiva testen. Överensstämmelsen mellan Likheter och Motsater och mellan pojkars och flickors utvecklingsgång i dessa prov är påfallande. Uppgången är kraftig om också med en svagt negativ acceleration. De induktiva proven visar inte samma grad av inbördes överensstämmelse, även om pojkarnas och flickor— nas resultat också där starkt påminner om varandra. Flickorna visar dock en rätt anmärkningsvärd nedgång mellan årskurserna 8 och 9, till vilken vi återkommer. Figurserier är det av samtliga prestationstest som har den sva- gaste utvecklingstendensen från årskurs 4 till årskurs 9.
Innan vi går vidare till nästa par av diagram skall vi inskjuta det påpekan- det, att z-värdenas storlek vid ändpunkten i årskurs 9 inte utsäger något om prestationernas absoluta nivå utan bara visar deras utvecklingstakt och där-
z—vörden I.7
— Pojkar
[ l 7 8 9
Årskurs Figur 4. Differenser mellan årskurser i verbala och induktiva prov
till endast under den studerade åldersperioden. Hur den utvecklingskurva ser ut som ligger före den artificiella nollpunkten i årskurs 4, vet vi inget om. Det är teoretiskt möjligt att utvecklingen i de prestationer som nu visar svag trend har skett mycket raskt före denna tidpunkt, så att det vi nu kan iaktta endast är en avmattad slutfas. Men det år också möjligt att de kurvor som nu präglas av kraftig uppgång från 4 till 9 har visat den kraftigaste steg- ringen också före årskurs 4. I och för sig hade det i diagrammen varit lika riktigt att placera den för alla kurvor gemensamma nollpunkten i årskurs 9 eller mitt emellan årskurserna 6 och 7. Vi har valt en placering som gör att tendenserna mellan 4 och 9 framträder så tydligt som möjligt.
Figurerna 6 och 7 visar tendenserna till ökade prestationer i de spatiala testen. Alla tre proven ger en rätt likartad bild. Även här kan hos flickorna en nedåtgående tendens märkas mellan de båda högsta årskurserna, särskilt i Klossar.
z—värden I.7
Flickor
Årskurs Figur 5. Differenser mellan årskurser i verbala och induktiva prov
Till samma grupp som de spatiala proven kan det vid omtestningen be- gagnade testet Teknisk förståelse i viss mån räknas. Dess prestationsutveck— ling kan studeras bara från årskurs 5 till årskurs 9. Avståndet i z-enheter mellan medeltalen i årskurserna 5 och 9 uppgår för Teknisk förståelse resp. de övriga spatialproven till följande värden.
Avstånd i z,, mellan årskurserna
5 och 9 för pojkar flickor Teknisk förståelse .................................. 1,27 1,01 Klossar . .......................................... 0,94 0,62 Plåtvikning ........................................ 0,86 0,60 Mönster . .......................................... 0,86 0,69 z—vörden .7 -— Pojkar .5
Årskurs
Figur 6. Differenser mellan årskurser i spatiala prov
Trenden är kraftigare i Teknisk förståelse, som innehåller kunskaps- och erfarenhetsmoment från det tekniska området, än i de mera renodlade spa- tialproven, och till styrkegraden är den jämförlig med de verbala testens.
I figurerna 8 och 9 återfinns de rutinbetonade snabbhetsproven. De visar alla en förhållandevis kraftig uppgång. Det motoriskt betonade testet Märk- ning överträffar till och med något de verbala proven. Multiplikationer visar en märklig tillbakagång mellan årskurserna 6 och 7, därefter en återhämt— ning. Man är benägen att fråga sig om den mekaniska räkneträningen i sko- lan här avtar på ett sätt som avspeglas i provresultaten. Även motivations- faktorer vid testningen kunde i ett prov som detta tänkas spela en viktig roll, men om skillnaden låg på detta plan borde den väl drabba alla de snabbhets— betonade proven och inte bara Multiplikationer.
z—vörden I.7 — Flickor 15 _- lo A _ ' ,n / O ' Mo _ / - ./',l_ _- å'i_'.'_'Pl __ ,, * HI , f ,/ _ z " /. — / //./O /,_/— 05 _/v _ 0/ _/ / _/ _ / ., / / — / ,z' / C/ _ / . 0 | | | | 4 5 6 _ 7 8 9 Årskurs
Figur 7. Differenser mellan årskurser i spatiala prov
Utvecklingstakten för prestationsproven kan ”faktorvis” sammanfattas i följ ande tablå, som innehåller genomsnittsvärden för årskurs 9 beräknade ur tabell 13. Provgrupperna redovisas i rangordning, och denna är identisk för poj k— och flickgrupper. Om man går till de tolv enskilda testen får man rang— korrelationen 0,97 mellan pojkars och flickors z-värden i årskurs 9.
Avstånd i zd mellan årskurserna
4 och 9 för pojkar flickor Märkning ......................................... 1,66 1,65 Likheter, Motsatser . ................................ 1,61 1,50 Högsta tal, Lika tal . ................................ 1,36 1,24 Additioner, Multiplikationer . ........................ 1,22 1,16 Klossar, Plåtvikning, Mönster ........................ 1,14 0,88 Bokstavsgrupper, Figurserier ........................ 0,89 0,70 Z—vörden I.7 _ Pojkar ,/"/ o'/. lä .,..f Ö,. _ .- .."—.— .., ,.—l— _ / ' K.G ;J 05 0 | I | | 4 5 6 _ 7 8 9 Årskurs
Figur 8. Differenser mellan årskurser i ”snabbhetsprov”
H+ Lt Ad
Mu
I alla testen uppvisar pojkarna en starkare stegring från 4 till 9 än flic- korna. En närmare granskning visar emellertid att hela den förekommande skillnaden uppstår mellan årskurserna 8 och 9. I årskurs 8 har pojkarna i genomsnitt nått 1,13 och flickorna 1,12. Sedan äger ingen ytterligare upp- gång rum för flickorna, däremot för pojkarna. Detta är samma företeelse som vi tidigare tangerat vid undersökningen av könsdifferenser 1 kap. 4. En tydlig differens till flickornas fördel försvann mellan årskurserna 8 och 9. Denna oregelbundenhet i resultaten framträder i följande genomsnittsvär- den för z-differenserna mellan angränsande årskurser i prestationsproven.
Genomsnittligt avstånd i z,, mellan angränsande årskurser . 5—4 6—5 7—6 8—7 9—8 Prestatlonsprov . .................... P 0,40 0,38 0,15 0,20 0,14 Fl 0,35 0,36 0,17 0,24 0,00
Z—vörden I.7 — Flickor
l.5 I.0 0.5
vi
_ j,_
” | | | | 4 5 8 9
Årskurs
Figur 9. Differenser mellan årskurser i ”suabbhelsprov”
Den genomsnittliga uppgången är förhållandevis stor mellan 4 och 5 och mellan 5 och 6, mindre mellan de högre årskurserna och ingen alls mellan 8 och 9 i flickgruppen. Bakom nollvärdet döljer sig en relativt tydlig upp- gång i tre prov (Motsatser, Lika tal och Märkning), en lika tydlig nedgång i tre (Bokstavsgrupper, Figurserier och Klossar) samt differenser nära noll i återstående sex prov. Två av sänkningarna skulle kunna bero på underskatt- ning av omtestningseffekten vid korrektionen av kurvorna för Bokstavsgrup— per och Klossar, men det innebär i så fall att resultaten i dessa prov praktiskt taget skulle ha stått stilla från årskurs 6 till årskurs 9. Den tredje sänk- ningen kan däremot ej ha en sådan felkälla till förklaring.
En annan möjlighet är att de flickor som blivit testade i årskurs 9 genom selektionsförhållanden blivit ett sämre urval ur sin årskull än de lägre års— kursernas flickor ur sina. I samband med omtestningsundersökningen har det varit möjligt att jämföra de ursprungliga testresultaten för dem som del— tagit vid båda tillfällena med hela den ursprungliga gruppens, den som utgör vårt material i denna del av undersökningen. Denna jämförelse (se kap. 10) har gett vid handen att de som fallit bort snarast har varit sämre än genom- snittet vid första tillfället, ett förhållande som verkar i motsatt riktning mot de här iakttagna tendenserna. Å andra sidan avser den jämförelsen årskurs 8 läsåret 1957/58 i förhållande till årskurs 9 läsåret 1958/59. Den selektion som kan påverka våra undersökningsresultat måste emellertid ha uppkom- mit mellan årskurs 8 läsåret 1956/57 och årskurs 9 läsåret 1957/58, och det är inte säkert att eventuell selektion då verkade i samma riktning som ett år senare. Dessutom visar jämförelsen bara hur de elever varit beskaffade som fallit bort. Även nytillkomna förekommer sannolikt i materialet, och om de nytillkomna har varit sämre än de som fallit bort skulle dessa förskjutningar tillsammans kunna leda till en nedgång mellan årskurserna 8 och 9, utan att denna nedgång behövde betraktas som utvecklingsmässigt betingad. Någon övertygande bild av selektionsförhållandena har alltså ej kunnat ges. Men allmänna utvecklingspsykologiska skäl talar för att förklaringen till ned- gången — eller till den genomsnittliga bristen på uppgång — i flickornas resultat mellan årskurserna 8 och 9 ligger i någon felkälla vid undersök- ningen.
Intressen
Medan prestationerna ändå på det hela taget visar en jämn och stark upp- gång från årskurs till årskurs, finner vi den motsatta trenden i tabell 14 med tillhörande figurer (nr 10—13) över intresseförskjutningarna. Med ett enda undantag sker där en nedgång från lägre till högre årskurser. Denna ned- gång torde närmast få tas som uttryck för en mera selektiv inställning hos de äldre eleverna till vad som bjuds i intresseschemat. I yngre grupper ten-
Tabell 14. Medeltalsdifferenser mellan årskurser i relation till din'ennscmas "sanna" spridning (kumulerade z-värden). Intressen
Differens mellan årskurs 4 och årskurs
5 6 7 8 9 Estetiska ............................... P —0,39 —0,56 40,75 —0,83 ——0.éS Fl ——0,30 —0,43 40,70 -—0,81 —0,72 Friluftsbeionade ......................... P —0,02 ——0,13 ——0,30 —0,47 —0,€-7 Fl +0,01 ——0,12 —0,33 ——0,49 —O,50 Husliga ................................ P ——0,26 -—0,37 ——0,39 —-0,45 —0,46 Fl -—0,23 —0,19 —0,36 —0,50 —0,48 Kontorsbetonade ........................ P —0,18 —0,22 —0,33 —0,54 —0,66 Fl —0,20 — 0,14 — 0,43 —0,57 ——0,74 Praktiska .............................. P _0,07 —0,23 —-0,19 —0,49 ——0,65 Fl —0,17 —0,28 ——0,33 —0,47 ——0,4'2 Sociala ................................ P —0,19 ——0,20 —0,39 —0,48 ——0,45 Fl —0,32 —O,24 ——0,34 —0,59 —0,34 Tekniska ............................... P +0,02 +0,03 +0,14 +0,01 +0,02 Fl -—0,30 — 0,38 _ 0,54 ——0,75 ——0,70 Verb'ala ................................ P ——0,34 —0,33 —0,55 —0,56 ——0,61 Fl —O,27 ——0,27 ——0,42 —0,66 ——0.57
derar man att vara mer eller mindre positiv till allting. I äldre grupper in- riktar man sig på några få områden. En sådan tolkning får, som vi senare skall se, stöd i korrelationerna mellan olika intressen i olika åldersgrupper. Denna korrelation är hög bland de yngsta och sjunker sedan från år till år. Det finns emellertid ett intressant undantag, och det framträder särskilt tydligt i figur 10, där de tre intresseområden redovisas, inom vilka pojkarna överväger. Tekniska intressen hos pojkar visar ingen sådan nedgång. De hål- ler sig ungefär på noll-linjen, alltså nivån för årskurs 4, genom alla årskur- serna. När de tekniska intressena trots en allmänt sjunkande svarsbenägen- het visar konstanta medeltal, innebär det i realiteten att en betydande upp- gång för detta intresseområde äger rum. Ur det här iakttagna förhållandet följer också den tidigare konstaterade ökningen av könsdifferenserna i tek— niska intressen med stigande ålder (jfr kap. 4).
Genomsnittet i årskurs 9 kan med viss rått tas som ett uttryck för ned— gången i allmän svarsbenägenhet. Det utgör för pojkar —0,54, för flickor — 0,56. I förhållande till dessa medeltal uppvisar olika intresseområden föl— jande differenser, som ger en bild av intressenas inbördes förskjutningar från årsklass 4 till årsklass 9.
Z—vörden 0.5
- 0.5
_ Pojkar
'NLu—J—mz:
Årskurs
Figur 10. Differenser mellan årskurser i manligt betonade intressen
Olika z-differensers avvikelse i årskurs 9 från genomsnittet för alla variabler i denna årskurs
pojkar Estetiska ...................................... _— 0,34 Friluftsbetonade . .............................. — 0,13 Husliga . ...................................... + 0,08 Kontorsbetonade . .............................. — 0,12 Praktiska . .................................... —0,11 Sociala ............................... . ........ + 0,09 Tekniska ................. , ..................... + 0,52 Verbala . ...................................... — 0 07
flickor —— 0,16 + 0,06 + 0,08 — 0,18 + 0,14 + 0,22 — 0,14 — 0,01
z—vörden 05
ickor
l
Årskurs
ll'l'uu: 11. Differenser mellan årskurser i manligt betonade inlressen
Av dessa förskjutningar i intressenas relativa styrka torde i varje fall föl- jande vara värda att observera: pojkarnas uppgång i tekniska och nedgång i estetiska intressen; flickornas uppgång i sociala och nedgång i kontors- betonade intressen.
Några jämförelser med resultaten från andra undersökningar skall här lika lite göras som i fråga om könsdifferenserna. Båda dessa kapitel inne- håller i viss mån sidoresultat till det som närmast skall komma. Emellertid
z—värden 0.5
Poj ka r
Årskurs
1—"1'gur 12. Differensvr mellan årskurser [ kvinnlig! belönade iulresseu
vill vi påpeka att tendensen till sjunkande intressemedeltal med stigande ålder eller årskurs ofta kunnat iakttas. Ibland har den tolkats som uttryck för en alltmera negativ uppfattning 0111 de förhållanden som registreringen av intressen avser. Det finns emellertid skäl att inte alltför starkt betona den allmänna nedgången i svarstendens utan mera ta fasta på de relativa för— skjutningarna mellan olika ämnen eller intresseområden.
z—värden 05
— Flickor _ 'N xx: 'N ._'*'_-,. .
_ Kb : —- " ”_xx _ S är..—:;”...n :...-- ...—: _
'Nhéräx I'd _. Nik —> N "
& I 'x = | i l l
4 5 7 8 9
Årskurs
Figur 13. Differenser mellan årskurser i kvinnligt betonade intressen
Sammanfattning
Prestationerna i olika anlagstest visar en markant uppgång under hela den studerade tidsperioden. Starkast är uppgången i det motoriska snabbhetsprov- vet Märkning, de verbala proven och Teknisk förståelse. Den minsta steg- ringen i resultaten visar de logiska (induktiva) testen. I intressena går den allmänna tendensen i motsatt riktning — mot allt mindre positiva genom- snittsvärden i högre årskurser, vilket torde sammanhänga med en ökad ten- dens att välja och vraka bland de angivna sysselsättningarna. När tekniska intressen hos pojkarna trots detta visar stabila genomsnittsvärden, innebär det i själva verket en markant uppgång för dessa intressen i förhållande till övriga.
KAPITEL 6
Korrelationer mellan prestationstesten
Såsom framhölls i kap. 1 utgör de intraindividuella differensernas storlek i skilda åldrar den viktigaste frågeställningen i undersökningen. Vi är nu framme vid dess behandling, som vi kommer att fördela på tre resultat— redovisande kapitel (kap. 6—8) och ett diskussionskapitel (kap. 9), vari även jämförelserna med tidigare forskning återfinnes.
Genomsnittliga interkorrelatianer
De tolv prestationstesten har korrelerats inbördes för pojkar och flickor var för sig i samtliga årskurser. Dessa korrelationer, 66 för varje undergrupp, redovisas i bilagetabellerna C—H (över diagonalen). I samma tabeller åter- finns under diagonalerna en uppskattning av de korrelationer som skulle ha erhållits om samtliga test hade haft reliabiliteten 1,0. Nu varierar denna från test till test och från årskurs till årskurs som vi sett i bilagetabell A. Medel- talet ligger på 0,87 med tydligt lägre värden i åtminstone Mönster och Märk- ning. Oj ämnheterna i reliabilitet mellan testen kan emellertid korrigeras enligt följande formel för s.k. attenuationskorrektion.
r . 12 I'12(korrigerad) = l&111'22
Beteckningen r,? avser korrelationen mellan två test, r], och r._.2 testens korrelation med ”sig själva", deras reliabiliteter. Som synes kommer den korrigerade koefficienten att överstiga den empiriskt funna i alla fall där någon av reliabilitetskoefficienterna understiger 1,0. Denna korrektion för bristande reliabilitet är viktig i synnerhet vid jämförelser mellan olika un- dergrupper och olika test, vilkas reliabilitet skiftar. Vi har i det följande an— vänt dessa korrigerade värden.
Bilagetabellerna C—H innehåller en sådan mängd data att vissa samman- fattningsmått måste tillgripas, om det överhuvud taget skall bli möjligt att bringa reda och överskådlighet i bilden. Vi har då först beräknat genom- snittskorrelationer för alla årskurserna tillsammans men fortfarande med pojkar och flickor var för sig. Genomsnitten bygger på de korrigerade koeffi- cienterna och har beräknats såsom ovägda medeltal av de sex årskursernas
koefficienter. Fishers z-transformation har utgjort mellanled vid beräkning- en. Genomsnitten återges i tabellerna 15 och 16 för pojkar resp. flickor.
Tabell 15. Genomsnittliga interkorrelationer mellan prestationslest efter attenuationskorrektion
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht LI Mo .912 Bo .488 .541 Fi .501 .543 .566 Kl .370 .445 .468 .490 P1 .429 .478 .438 .569 .620 Mö .317 .355 .423 .440 .471 .502 Ad .342 .358 .440 .268 .278 .130 .373 Mu .410 .399 .430 .271 .228 .107 .362 .876 Ht .251 .245 .374 .222 .235 .071 .326 .735 .640 Lt .190 .192 .323 .149 .119 —.003 .277 .608 .553 .724 Må .288 .270 .273 .230 .192 .124 .433 .554 .534 .534 .4t-7 Tabell 16. Genomsnittliga interkorrelalioner mellan prestationslest efter allenuationskorrektiou Flickor Li Mo Bo Fi KI Pl Ålö Ad Mu Ht Lt Mo .919 Bo .532 597 Fi .494 571 .618 Kl .403 436 .525 .531 P1 .478 .533 .521 .608 .663 Mö .372 .443 .455 .468 .465 .564 Ad .334 .365 .415 .258 .262 .192 398 Älu .407 .414 .407 .289 .201 .156 .366 .828 llt .241 .243 .326 .200 .202 .115 .368 .679 .601 Lt .239 .225 .338 .158 .184 .107 .355 .570 .549 .730 Älä 3.52 .363 .316 .258 .197 .180 .435 .515 .492 .488 .413
l kolumnen längst till vänster i tabell 15 återfinns Likheters korrelation med övriga test i pojkgruppen. Den uppgår till 0,91 med det andra verbala provet, Motsatser; till 0,49 resp. 0,50 med de båda prov som vi tagit ut som företrädare för den induktiva faktorn osv. På samma sätt är tabell 16 upp- ställd.
En första iakttagelse av intresse är den stora likheten mellan pojkarnas och flickornas korrelationer. I figur 14 har denna överensstämmelse närmare undersökts. Pojkarnas korrelationer har prickats in mot flickornas i ett koordinatsystem, och alla punkterna har som synes hamnat tätt samlade kring detta koordinatsystems diagonal. Vid exakt överensstämmelse skulle
||||l||||l||||li|||l|||||||||l||||l||||l||||l||||l||||I|||.
"ut J> O D l
0 .
|||||||||l.i|||l||||l||||l||||l|l||l||ll '
'N o
&) o
||lllljll|l| II |. :.llljlll.[|l|ljl|l||lllllll.lllll|!|l|l!lljlril| |j.*l_ljl -:||lll|lllj'lll ,20 .30 ,40 .50 .50 .70 .80 .90 l.00r Pojkar
b c 5
Figur 14. Den genomsnittliga korrelationen mellan prestationstesten hos pojkar och flickor
de hamna exakt på diagonalen. Det finns dock som syns i figur 14 en tendens att de avvikande korrelationerna oftare visar högre värden för flickorna än för pojkarna. Korrelationen ligger något högre i flickgruppen i 43 av de 66 kombinationerna. Denna övervikt är signifikant, även om skillnaden är liten i förhållande till variationen mellan olika korrelationskoefficienter i vardera gruppen.
I figur 14 har sju punkter inringats. De avser korrelationer mellan test som vid testbatteriets planering (jfr kap. 2) antagits mäta samma anlags— faktor. Man har i de fallen rätt att förvänta högre korrelationer än i de fall som avser samband mellan test hänförda till olika faktorer. Om man rang-
ordnar korrelationerna utefter diagonalen, så att den som avser Likheter- Motsatser (0,91 resp. 0,92) sätts som nr 1, får korrelationerna ”inom fak- torer” numren 1, 2, 3, 5, 7, 14 och 23 bland 66 rangordnade korrelationer. Nr 14 och nr 23 avser Mönster i förhållande till Plåtvikning och Klossar. Detta och ett par ytterligare resultat, till vilka vi återkommer, gör klassifice- ringen av Mönster som ett spatialt prov något tveksam. Nr 4 och 6 i rangord— ningen är Högsta tals korrelationer med de båda räkneproven. I övrigt får korrelationerna anses stödja indelningen av testen i olika grupper, särskilt vad avser de verbala och numeriska.
Vi skall nu återvända till tabellerna 15—16 över genomsnittskoefficienter. Nästa tendens vi där vill framhäva är, att det på det hela taget föreligger högre korrelationer mellan proven Likheter t.o.m. Mönster inbördes än mel- lan dessa test och testen Additioner t.o.m. Märkning. Likaså har de senare proven höga korrelationer inbördes och låga korrelationer med övriga prov. Naturligtvis finns det enstaka korrelationer som bryter mot denna tendens, men det är ingen tvekan om var gränslinjerna skall läggas, och tendensen är tydlig inte bara i genomsnittskorrelationerna för pojkar och flickor utan ocksåi de olika årskurserna.
Grupperingen framträder också i medeltal för genomsnittskorrelationerna, sedan korrelationerna ”inom faktorerna” uteslutits, därför att de på ett miss— visande sätt skulle höja medeltalen inom de två grupperna av prov.
Medeltal av korrelationer för grupper av test (”inomfaktors”- korrelationer uteslutna)
pojkar flickor Likheter t.o.m. Mönster inbördes ...................... .46 .50 Additioner t.o.m. Märkning inbördes .................. .58 .54 Likheter t.o.m. Mönster mot Additioner t.o.m. Märkning . . .26 .28
Det visar sig här även att tendensen till högre korrelationer i flickgruppen huvudsakligen är lokaliserad till proven Likheter t.o.m. Mönster, medan skillnaden snarast går i motsatt riktning i proven Additioner t.o.m. Märk- ning.
Den uppdelning av testen i olika grupper som här varit möjlig att göra med stöd i korrelationerna visar, att de test som vi kallat verbala, induktiva och spatiala har åtminstone någon faktor mera gemensam än de övriga tes- ten och de rutinbetonade snabbhetsproven inbördes. Likaså har de nume— riska testen, de "kontorsbetonade” snabbhetsproven och det manuella snabb- hetsprovet också något särskilt gemensamt, som ej finns i de förstnämnda mera intellektuellt betonade proven. Även utan stöd i faktoranalytiska re- sultat är det frestande att tala om en allmän intelligensfaktor resp. en snabbhetsfaktor, som slår igenom i de olika proven och delar in dem i två rätt distinkta grupper.
Även mellan dessa grupper förekommer det dock korrelation låt vara i
genomsnitt tämligen låg. Detta skulle i sin tur kunna tyda på en överordnad allmän prestationsfaktor, som tar sig uttryck i att de mera intelligenta ock- så i genomsnitt arbetar snabbare, låt vara att undantagen är många.
Vi skall nu ett ögonblick återvända till provet Mönster, som fallit något utanför den faktor dit det a priori hänfördes. Det visar sig att Mönster har relativt höga korrelationer med snabbhetsproven, i synnerhet Märkning. Som vi redan vid reliabilitetsberäkningen konstaterade kan snabbheten väntas väsentligt påverka resultatet i Mönster, och det ger korrelationerna stöd för.
Andra korrelationer som något avviker från den gjorda indelningen är korrelationerna mellan å ena sidan testen Likheter, Motsatser och Bokstavs— grupper, å andra sidan testen Additioner och Multiplikationer. Dessa korre- lationer ligger högre än de flesta övriga mellan ”intelligensprov” och ”snabb- hetsprov”. Men här beror övervikten sannolikt ej på inslag av snabbhet i intelligensproven utan på intellektuella eller snarare ”skolduktighetsmo- ment” i båda typerna av prov. Dessa prov inbördes jämte Mönster i förhål- lande till snabbhetsproven har samlat 21 av de 28 korrelationer över 0,30 som förekommer i de delar av tabellerna där intelligensprov och snabbhets— prov möts.
Ytterligare ett undantag från den hypotetiskt antagna faktorstrukturen i testen skall här påpekas, nämligen den ställning som provet Figurserier tycks inta mellan Bokstavsgrupper och de spatiala proven. Hos både pojkar och flickor är Figurserier lika högt korrelerat med Plåtvikning som med Bokstavsgrupper, och korrelationen Bokstavsgrupper-Figurserier är (näst Mönsters korrelation med spatialproven) den lägsta "inomfaktors”-korrela- tionen i materialet. Bokstavsgrupper är å andra sidan nästan lika högt kor— relerat med Motsatser som med Figurserier. Det är därför tveksamt om man utöver allmänna intelligens— och prestationsfaktorer även kan tala om en induktiv faktor som sammanhållande länk mellan de båda prov som klassi— ficerats som induktiva.
Denna granskning av korrelationerna visar att de tolv prestationsproven ger en mycket komplex bild av elevernas prestationer. Förutom rätt osam- mansatta och snäva faktorer såsom den verbala och den numeriska förekom- mer generella faktorer av olika räckvidd, och dessa är i sin tur invåvda i varandra på ett intrikat sätt. En matematisk faktoranalytisk behandling av korrelationerna skulle inte med säkerhet göra bilden tydligare än denna ana- lys gjort, ty de använda testen är för få till antalet för att ge säkert mate- matiskt belägg för mer än ett litet antal faktorer.
Korrelationsskillnader mellan årskurserna
De tendenser som diskuterats i anslutning till de genomsnittliga korrela— tionerna går på det hela taget igen i alla de olika korrelationstabeller (tab. C—H) som genomsnitten bygger på. Men det förekommer skillnader i fråga
om korrelationernas styrka, och dessa skall nu analyseras. Vi står här in- för ett av huvudproblemen i undersökningen: Är det lättare i vissa ålders- grupper än i andra att iaktta differenser mellan olika sidor av en elevs an- lagsutrustning? Ju lägre korrelationerna mellan test för olika sidor av an— lagen är, desto större är möjligheten att differentierat beskriva en individs anlagsutrustning.
Ett flertal olika bearbetningsmetoder har använts vid analysen av korre— lationerna. Vi skall i redogörelsen utgå från den som kanske mest fullstän- digt utnyttjar och redovisar underliggande siffermaterial och sedan med hjälp av andra metoder ytterligare underbygga och kontrollera de resultat vi därvid får fram.
Som ett mellanled vid beräkningen av genomsnittskoefficienter överför- des korrelationerna till Fishers z-skala. Denna transformation gör korrela- tionskoefficienterna normalfördelade bl.a. genom upphävande av den ”spärr” för höga korrelationskoefficienter som ligger vid värdet ett. Den gör sam- tidigt avstånden mellan korrelationsvärden från olika delar av korrelations- skalan mera jämförbara inbördes. I de följande beräkningarna av olika års- kursers avvikelse från den gemensamma korrelationen har vi använt de z-transformerade värdena. Vi har räknat ut hur stor differensen är mellan z-värdet för en viss kombination av test i en viss årskurs och motsvarande genomsnittliga z-värde för alla årskurserna tillsammans. Detta har gjorts för pojkar och flickor var för sig. Tillvägagångssättet kan förtydligas genom följande exempel.
Korrelationen mellan Likheter och Motsatser uppgår bland pojkar i årskurs 4, efter korrektion för reliabilitetsbrister, till 0,887. Genom s—transformation blir detta värde 1,293. Genomsnittet för årskurserna 4—9 uppgår till 1,540. Översatt till korrelationsskalan blir det 0,912 (se tab. 15). Alltså ligger z-värdet i årskurs 4 för denna kombination av test på —0,247 i förhållande till genomsnittet. På lik- nande sätt erhålles avvikelsen ——0,062 för Likheter mot Bokstavsgrupper osv. 1 nästa steg av bearbetningen beräknas för Likheter i förhållande till alla övriga test medelavvikelsen mellan värdena i årskurs 4 och genomsnittet. Denna medel- avvikelse finns i tabell 17 på platsen för Likheter hos pojkar i årskurs 4. Medel- avvikelsen blir här — 0,040, vilket innebär att korrelationerna mellan Likheter och övriga test i genomsnitt är lägre i årskurs 4 än i alla årskurserna tagna tillsammans. Motsvarande medelavvikelser beräknas med utgångspunkt i vart och ett av de övriga testen och redovisas i samma kolumn i tabell 17. Slutligen beräknas den genomsnittliga medelavvike'lsen för hela kolrrelationstabellen för pojkar i års- kurs 4. Den uppgår till — 0,062, vilket säger att tendensen till lägre korrelationer i årskurs 4 än genomsnittligt inte inskränker sig till provet Likheter utan även gäller på det hela taget.
De medelavvikelser för hela årskurserna, som visas i raderna för samt- liga test i tabell 17, avbildas i figur 15. För pojkarnas del kan man där iaktta en uppåtgående tendens från årskurs 4 till årskurs ?, därefter en viss ned- gång. Flickornas medelavvikelser visar en mera oregelbunden gång: en upp-
gång mellan årskurserna 4 och 5, därefter nedgång till årskurs 7 (lägsta värde) och slutligen åter uppgång till årskurs 9 (högsta värde).
Tabell 17. Medelauvikelser från genomsnittliga korrelationer i prestationstesten (i '_'—enheter)
Årskurs 4 5 6 7 8 9
Pojkar Likheter .................... _.040 —.087 4.005 .029 .074 .030 Motsatser ................... _.089 —.053 .016 .053 .058 .015 Bokstavsgrupper ............. -—.109 _.026 —.028 .080 .058 .026 Figurserier .................. —.103 .028 .056 .022 .004 _.007 Klossar ..................... _.048 .019 —.016 .061 ——.003 _.013 Plåtvikning ................. 4.044 .014 .049 .049 —.005 -—.063 Mönster .................... .011 —.019 .050 —.014 .028 —.055 Additioner .................. —.090 _.031 ——.004 .088 .017 .019 Multiplikationer ............. —.067 #.029 .005 .009 .010 .071 Högsta tal .................. —.064 —.021 .026 .082 4.044 .021 Lika tal .................... —.065 —.083 .027 .013 .070 .039 Märkning ................... ——.033 _.061 .051 .033 .025 —.014 Samtliga test ——.062 —.029 .019 .042 .024 .006
Flickor Likheter .................... —.118 .048 —.027 —.021 .067 .051 Motsatser ................... —.060 .021 _.007 —.059 .016 .089 Bokstavsgrupper ............. —.088 —.038 .000 _.045 .073 .097 Figurserier .................. —.084 .048 ——.045 —.045 .062 .063 Klossar ..................... —.100 .033 _.030 _.038 .069 .064 Plåtvikning ................. _.117 .027 .021 —.040 .061 .049 Mönster .................... .020 .067 _.032 —.102 _.023 .071 Additioner .................. _.017 .018 —.019 ——.049 —.004 .070 Multiplikationer ............. _.025 .004 —.126 —.072 .087 . 131 Högsta tal .................. —.010 .053 —.019 —.072 —.056 .104 Lika tal .................... _.001 —.015 —.045 _.130 .011 .179 Märkning ................... —.018 .069 —.023 —.120 .015 .078 Samtliga test —.052 .028 —.029 —.066 .031 .087
Kurvor av detta komplicerade förlopp är emellertid ägnade att inge be- traktaren viss skepsis till det iakttagna fenomenet. En regelbunden uppåt- gående eller nedåtgående tendens är som regel lättare att acceptera. Vi skall därför se om kurvorna står sig inför olika kontrollåtgärder. En enkel sådan är att se på fördelningen av positiva och negativa avvikelser i olika klasser. Det finns 66 jämförelsepunkter i varje undergrupp, och vi kan undersöka var positiva resp. negativa tecken visar markant övervikt.
Avvikelsernas tecken hos
pojkar
0 1 56 43 26 17 26 32
+ 19 40 26
9 45 58
flickor 0
47 26 40 56 21
Pojkar Årskurs
'— — —Flickur
Figur 15. Medelavvikelsen från genomsnittliga korrelationer iprestationstesten (i :-enheter)
Om de två fall där avvikelsen från genomsnittet är exakt noll, överförs till plussidan, kan avvikelsen från en jämn fördelning på plus och minus (33/33) prövas med 12 i de olika undergrupperna. Det visar sig därvid att pojkarna har en signifikant (1 %-nivån) övervikt för minustecken i års— kurs 4 och för plustecken i årskurs 7. Flickorna har signifikant fler minus i årskurserna 4 och 7 och signifikant fler plus i årskurserna 8 och 9 än som kan väntas vid slumpmässig fördelning. Även vid bedömning av teckenför— delningen som helhet ger 12 utslag för signifikanta skillnader mellan klas— serna.
En annan kontroll utgör en jämförelse mellan medelavvikelserna i olika prov sådana de framkommer i tabell 17. Vi har rangordnat de olika årskur- serna efter medelavvikelsernas storlek i provet Likheter för sig, Motsatser för sig osv. Ett mått på överensstämmelsen mellan dessa rangordningar ger Kendalls konkordanskoefficient, som blir 0,43 för pojkarna, 0,70 för flic- korna. Båda koefficienterna är klart skilda från noll och innebär att det existerar en betydande samstämmighet mellan olika prov i fråga om rikt- ningen i klassens avvikelse från genomsnittskorrelationerna.
En tredje kontroll har bestått i en variansanalys av pojkarnas resp. flic- kornas värden i tabell 17. I båda grupperna är variationen mellan årskur- serna signifikant större än variationen inom dem. Spridningen i avvikelser- na för olika test inom en årskurs uppgår i genomsnitt till 0,039 hos pojkar-
na och 0,043 hos flickorna. Det är i förhållande till dessa värden som skill- naderna mellan årskurserna bör ses. Även om avvikelsen från genomsnittet maximalt uppgår till 0,087, vilket i och för sig inte är något högt värde, är den betydande i relation till avvikelsernas spridning.
De jämförelser med slumpmässiga variationer som nu gjorts är i strikt mening relevanta endast under förutsättning att de olika avvikelserna från genomsnittskorrelationerna i en viss undergrupp inte är experimentellt be— roende av varandra. Låt oss ta ett exempel på vad sådant beroende skulle in- nebära. En stor positiv differens mellan korrelationen Likheter-Bokstavs- grupper i årskurs 7 och motsvarande genomsnittskorrelation kan ”på teknisk väg” medföra stora positiva differenser också i andra par av prov i samma årskurs. En särskilt hög korrelation Likheter-Bokstavsgrupper kan näm— ligen återföras på särskilt hög laddning i åtminstone en för proven gemensam faktor i åtminstone det ena av proven. Och om det är så, tenderar också det provets korrelationer med andra prov som innehåller samma faktor att bli särskilt höga i denna årskurs. Det finns alltså en tendens att mer än genom- snittligt höga faktorladdningar i ett prov drar med sig mer än genomsnitt— ligt höga korrelationer med flera andra prov, och därmed påverkas ock- så avvikelserna från genomsnittskorrelationerna. Man kan alltså ej betrakta de 66 olika avvikelserna från genomsnittskorrelationerna som 66 av var- andra statistiskt oberoende observationer. Detta minskar i någon mån signi— fikansen i de tendenser vi förut iakttagit. Det torde å andra sidan ej finnas någon metod att beräkna exakt hur stor denna reduktion är.
Vi skall nu övergå till kontroller som gäller underlaget för beräkningarna. Värdena i tabell 17 avser samtliga kombinationer av test. Emellertid består vissa kombinationer av sådana test som tillhör samma hypotetiska faktor. Intraindividuella variationer inom samma faktor har delvis en annan inne- börd än variationer mellan test tillhöriga olika faktorer. Det är i första hand det senare slaget av variationer som intresserar i föreliggande undersök- ning. Vi har därför ur medelavvikelserna i tabell 17 eliminerat de avvikel- ser, som avser kombinationerna Likheter-Motsatser, Bokstavsgrupper-Figur- serier, Klossar-Plåtvikning-Mönster, Additioner-Multiplikationer och Högsta tal-Lika tal, och beräknat nya genomsnittsvärden som i jämförelse med de i tabell 17 förekommande ser ut på följande sätt.
Medelavvikelser från genomsnittliga
:-värden Pojkar 4 5 6 7 8 9 Samtliga kombinationer ............ ——.062 _.029 .019 .042 .024 .006 ”Inomfaktorsvärden” uteslutna . . . . . _.061 —.024 .013 .037 .025 .010 Flickor Samtliga kombinationer ............ —.052 .028 _.029 —.066 .031 .087 ”Inomfaktorsvärden” uteslutna ..... —.044 .031 —.029 —.082 .035 .090
Som synes följer de båda serierna av vården varandra så gott som fu.l- ständigt, varför det ej finns anledning att närmare uppehålla sig vid de nya värdena.
Vi fann vid analysen av genomsnittskorrelationerna i tabellerna 15 och 16 att testen i stort sett delade upp sig i två huvudgrupper. Den ena omfattade proven Likheter t.o.m. Mönster, som tycktes innehålla en intelligensfaktor gemensam för olika specialområden. Den andra omfattade proven Additio— ner t.o.m. Märkning och skilde sig från den förra gruppen genom betoningen av snabbhetsmomentet i prestationerna. Det kan nu vara befogat att se hur avvikelserna från den genomsnittliga korrelationsmatrisen gestaltar sig i de kombinationer där prov från dessa båda huvudgrupper möts, närmare be- stämt i de 35 kombinationer där ena ledet utgöres av test ur gruppen Lik- heter t.o.m. Mönster och det andra av test ur gruppen Additioner t.o.m. Märk- ning.
Medelavvikelser från genomsnittliga
:-värden 4 5 6 7 8 9 Likheter t.o.m. Mönster P _.066 .005 _.014 .029 .015 .032 mot Additioner t.o.m. Märkning Fl _.036 .006 —.043 4.092 .046 .119
Även här återfinner vi huvudtendenserna från tabell 17 och figur 15. En detaljanalys för enskilda kombinationer av test, som vi här ej skall redo— visa, bekräftar dem ytterligare.
Vi skall nu avslutningsvis se vad dessa korrelationsskillnader mellan års— kurserna innebär med avseende på de intraindividuella differensernas stor- lek. Vi har tidigare konstaterat att ju lägre korrelationerna är, desto större är variationerna inom individen i fråga om olika egenskapers utpräglings— grad; desto större utslag ger den profil som beskriver hans egenskapsstruk— tur. Direkt ur korrelationerna kan man beräkna den genomsnittliga stor- leken av de intraindividuella differenserna i relation till differenserna mel- lan individerna i samma egenskaper enligt följande formel (Anastasi 1958,
sid. 321). _ s v =1—(5 + i) n 11”
V anger den genomsnittliga variansen inom individerna i proportion till variansen inom hela gruppen, n är antalet test, och år är summan av alla korrelationerna mellan testen, varje korrelation tagen två gånger (både r12 och rm).
Om alla test har korrelationen + 1 inbördes, blir 17 lika med noll. Alla pro- filerna är då ”raka”. Om alla test är nollkorrelerade blir 17 praktiskt taget ett. Variansen inom individerna är då i det närmaste lika stor som varian— sen mellan individerna.
Eftersom innebörden av standardavvikelser för de flesta är mera bekant
än deras kvadrater, varianserna, skall vi i vårt material i stället beräkna kvadratroten ur V. Detta mått, som vi i fortsättningen kallar profilsprid- ningen (P) och anger i form av ett procenttal, betecknar standardavvikel- sen mellan olika profilvärden i procent av standardavvikelsen i den skala, i vilken profilerna är uppgjorda. Om vi t.ex. har en niogradig standardskala med standardavvikelsen 2 mellan individerna, betyder P = 75 % att sprid- ningen mellan olika värden inom samma profil i genomsnitt uppgår till 1,5 skalenheter.
För hela gruppen av prestationsprov uppgår profilspridningen, beräknad ur de attenuationskorrigerade korrelationerna, till följande värden i olika årskurser.
Profilspridning för testen i % 4 5 6 7 8 9 Pojkar .................................. 78 76 74 73 74 75 Flickor . ................................ 76 72 75 78 7 69 [O
Årskursvariationerna finns kvar, om också skalan nu är vänd åt andra hållet, men vi ser också att de absolut taget är ganska små med extremvär— dena 78 % hos pojkar i årskurs 4 och flickor i årskurs 7 samt 69 % hos flic- kor i årskurs 9.
Dessa spridningar avser profiler som innehåller tolv separata värden. Emellertid är ju testen från början utvalda faktorvis, och en tänkt profil skulle snarare innehålla samlingsvärden för faktorer än poängtal i enskilda test. Vi har därför beräknat profilspridningen också för det fall testen varit sammanförda till fem faktorer. De erforderliga korrelationena mellan poäng- talen för faktorer kan beräknas ur korrelationer och reliabilitetsvärden för de enskilda testen. De därvid erhållna korrelationerna redovisas av utrym— messkäl ej i denna rapport. De fem faktorer som ingår i de tänkta profilerna har följande sammansättning.
Verbal = Likheter och Motsatser
Induktiv = Bokstavsgrupper och Figurserier Spatial = Klossar och Plåtvikning Numerisk = Additioner och Multiplikationer Perceptiv = Högsta tal och Lika tal
Testen Mönster och Märkning lämnas i detta sammanhang utanför beräk- ningen, då det är tveksamt hur de skall infogas i faktorerna. Profilsprid— ningen i de nya profilerna med fem värden blir följande.
Profilspridning för faktorerna i % 4 5 6 7 8 9
Pojkar .................................. 67 61 63 60 61 60 Flickor . ................................ 67 61 64 67 57 54
Profilspridningarna blir i detta fall genomgående lägre, vilket samman- hänger med att korrelationer mellan grupper av prov överstiger den genom- snittliga korrelationen mellan enskilda prov. Extremvärdena är nu 67 och 54 % och alltså något mera åtskilda än i fråga om testprofilerna. De intra- individuella differenserna är relativt sett störst i årskurs 4 och minst i års— kurs 9, även om gången mellan dessa yttervärden ingalunda är vare sig regel— bunden eller helt likartad hos pojkar och flickor. I kap. 9 kommer vi att grafiskt jämföra profilspridningarna i prestationer och intressen (figur 18).
I tillägg till dessa bearbetningar som avser testningen 1958 skall vi redo— visa ett par resultat för testet Teknisk förståelse från dess användning i års— kurserna 5—9 vid omtestningen 1959 (jfr kap. 10). Tabell 18 redovisar re— liabiliteten i Teknisk förståelse samt testets korrelation med Likheter och Plåtvikning vid omtestningstillfället. Korrelationerna är attenuationskorri- gerade med hjälp av reliabiliteten vid omtestningen.
Tabell 18. Vissa resultat för Teknisk förståelse vid testningen i maj 1959
Årskurs Reliabilitet Attenuationskorrigerad korrelation med Likheter Plåtvikning Pojkar 5 .686 .660 .414 6 .646 .526 .448 7 .708 .474 .536 8 .787 .471 .561 9 .762 .432 .591 Flickor 5 .546 .435 .113 6 .614 .378 .511 7 .543 .539 .733 8 .532 .517 .448 9 .596 .783 .534
Testet har trots 40 uppgifter mycket låg reliabilitet i flertalet årskurser och torde även efter revision lämpa sig endast för pojkar i de högsta års— kurserna. Dess korrelationer med det verbala provet Likheter resp. det spa- tiala provet Plåtvikning uppvisar emellertid en intressant gång mellan års- kurserna hos pojkar. Korrelationerna med Likheter sjunker regelbundet samtidigt som korrelationerna med Plåtvikning stiger. Man kan tyda detta så, att de prestationer som kommer till uttryck i Teknisk förståelse alltmer avlägsnar sig från allmänna verbalt betonade intelligensprestationer sam— tidigt som de antar en alltmer teknisk och spatial prägel. Man kan här se tecken på hur en praktisk-teknisk faktor tycks växa sig starkare med stigan— de ålder. De låga reliabilitetsvärdena hos flickor och hos yngre pojkar beror sannolikt på att testet för dem varit mycket heterogent, ej på bristande pre- cision i mätningen i och för sig. Detta kan i sin tur innebära att testet i dessa grupper saknar en stark sammanhållande faktor.
Sammanfattning
Enligt korrelationerna, dvs. måtten på samstämmighet mellan resultaten i olika prov, bildar prestationstesten två tydliga huvudgrupper, nämligen en innehållande prov av språklig, logisk och spatial karaktär, där uppgifternas intellektuella svårighetsgrad främst torde vara avgörande för resultaten, och en innehållande de rutinbetonade snabbhetsproven av olika typer. Inom dessa huvudgrupper kan i sin tur grupper iakttas, som ungefär motsvarar de hypotetiska faktorer efter vilka testbatteriet uppbyggts.
Även om detta huvudmönster klart framträder i olika årskurser hos både pojkar och flickor, förekommer variationer i korrelationernas styrka. Ur dessa kan i sin tur mått på den genomsnittliga spridningen inom individuella begåvningsprofiler härledas. Denna profilspridning är störst i årskurs 4 hos båda könen samt i årskurs 7 hos flickor. Den är minst i årskurs 9. Absolut taget är olikheterna emellertid knappast stora och de visar därjämte en oregelbunden gång från årskurs till årskurs. För Teknisk förståelse som ej ingick i huvudundersökningen har en separatberäkning visat att det testet — med avseende på arten av de prestationer det mäter hos pojkarna för- skjuts från det verbalt allmänintellektuella hållet åt det teknisk-spatiala med stigande ålder.
KAPITEL 7
Korrelationer mellan intressevariablerna
Genomsnittliga interkorrelationer
Sambanden mellan olika intressevariabler har behandlats på likartat sätt som sambanden mellan prestationstesten inbördes. Först redovisas korrela- tionerna i bilagetabellerna I—N med pojkar och flickor inom varje årskurs för sig. Över diagonalen i dessa tabeller anges de empiriskt funna korrela- tionerna. Under diagonalen redovisas korrelationerna efter attenuations— korrektion utförd med hjälp av reliabilitetskoefficienterna i tabell B. Det är de korrigerade värdena som används i fortsättningen.
Även här har vi börjat analysen med en beräkning av den genomsnittliga korrelationen för varje kombination av variabler. Dessa genomsnittskorrela- tioner redovisas i tabell 19 för pojkarna och i tabell 20 för flickorna.
Tabell 19. Genomsnittliga inter/correlation” mellan intressevariabler efter attenuationskorrelction
Pojkar E F H K P S T .353 .655 .150
.578 .268 .576
.468 .408 .363 .440 .670 .322 .601 .661 .474 .388 .287 .227 .423 .594 .539 .793 .309 .577 .687 .298 .790 .550
440117sz
Tabell 20. Genomsnittliga interkorrelatianer mellan intressevariabler efter attenuationskarrektion
Flickor E F H K P 5 T .449 .324 .052 .354 .171 .498
.461 .501 .220 .347 .588 .363 .353 .479 .477
.515 .456 .193 .431 .699 .613 .808 .408 .236 .411 .394 .719 .635
demwxmm
FIILKUF
Graden av samstämmighet mellan korrelationer i pojkgruppen och i flick- gruppen studeras lättast i figur 16, där korrelationerna prickats in mot var- andra i ett koordinatsystem. Det finns en tendens till överensstämmelse, men denna är långt mindre än i prestationstesten (jfr figur 14). l synnerhet är det så, att ett flertal rätt höga korrelationer i pojkgruppen motsvaras av be— tydligt lägre vården i flickgruppen. En närmare granskning visar att dessa starkt avvikande korrelationer avser samband mellan intressen för vilka flic— korna visar en markerad övervikt (jfr tabell 12). Det är nämligen följande kombinationer som visar en skillnad på 0,20 eller mera, samtliga med högre värden för pojkarna.
too
till']
kl bo Ra C C) C
lllllllllllllllllllllllllltltllll'
bo :)
.50
.40
.30
.20
tllIllItlllllllllllllttlllllllltlllllllllllllllllllll'ltlll
.00
lllllllllllll—llllll||lllrlllllllj»!llllIll]I'll(lll—lll[llllIlllllllllInll[llllllllljlllllrllllIlll .00 .IO .20 .50 .40 .50 .60 .70 .80 .90 |.00r Pojkar
Figur 16. Den genomsnittliga korrelationen mellan intressevariablerna hos pojkar och flickor
H—V, H—E, Has, K—V, K—E
Närmast härefter kommer K—S. Resultatet torde få tolkas så att flickorna har lättare att intressemässigt differentiera mellan sysselsättningar som är dem på det hela taget näraliggande och bekanta än vad pojkarna har i fråga om övervägande kvinnligt betonade sysselsättningar, som de tenderar att ”skära över en kam”. Samma mekanism ger utslag, om också mindre kraf- tigt, i högre korrelationer bland flickorna än bland pojkarna mellan utpräg- lade pojkintressen, nämligen i kombinationerna T—P, T—-F och P—F. I kombinationer där ”pojkintressen” och ”flickintressen” möts överväger än den ena än den andra gruppens korrelation.
Bland de övriga tendenser som kan iakttas i tabellerna över genomsnitts- korrelationer vill vi peka på de höga inbördes sambanden mellan sociala, verbala och estetiska intressen. En annan hög korrelation gäller tekniska och praktiska intressen inbördes. Ett teoretiskt inslag i den tekniska intresse- variabeln yttrar sig här i betydligt högre korrelationer med de verbala in- tressena än vad den praktiska intressevariabeln har. Vi skall senare vid jämförelse mellan intressen och prestationer finna ytterligare belägg för detta. Friluftsintressen har övervägande låga korrelationer, bland vilka de som avser praktiska intressen ligger högst. Hos flickorna är också husliga intressen lågt korrelerade med övriga sysselsättningar utom de kontorsbeto- nade. Även på denna punkt kommer jämförelsen med prestationstesten att ge en intressant ytterligare belysning av sambandet.
Korrelationsskillnader mellan årskurserna
Vi skall nu övergå till att se om det finns några korrelationsskillnader mel- lan årskurserna och därvid tillämpa samma beräkningsmetod som i fråga om prestationstesten. Tabell 21 har sålunda uppgjorts som en parallell till tabell 17. Den redovisar medelavvikelserna (i z-enheter) från de genomsnittskorre- lationer för pojkar resp. flickor som vi nyss diskuterat. I tabellen anges dels medelavvikelsen för varje enskild intressevariabel i förhållande till de övriga, dels för alla variablerna tillsammans. Totaltendensen, som bäst framgår av raden för ”samtliga variabler”, åskådliggöres också i figur 17, som korre- sponderar mot figur 15 för prestationstesten. Eftersom samma beräknings- metod och samma skala använts är en direkt jämförelse möjlig.
Figur 17 visar för både pojkar och flickor en tydlig nedgång i korrela- tionerna från årskurs 4 till årskurs 9. I pojkgruppen sker nedgången med smärre oregelbundenheter hela vägen från årskurs 4 till årskurs 9. I flick- gruppen tycks den i stort sett vara avslutad redan i årskurs 7, varefter kur- van planar ut. I pojkgruppen är avståndet mellan högsta och lägsta värde 0,26, i flickgruppen 0,36. Även om just yttervärdena måste behandlas med särskild försiktighet, tyder detta på att det sker en avsevärd korrelations-
Årskurs 4 5 (i 7 8 ()
Pojkar Estetiska ................... .145 .045 .007 _.021 ——.052 —.124 Friluftsbetonadc ............. —.032 .028 .043 .040 _.057 —.O2il Husliga .................... .071 .012 .056 _.011 —.024 _.099 Kontorsbelonade ............. .107 .029 .088 —.049 f.025 —. 151 Praktiska ................... .175 .032 .066 ——.080 —.003 —. 192 Sociala ..................... .138 .007 .064 —.033 .002 _.167 Tekniska ................... .199 .068 .030 —.071 .010 —.237 Verbala .................... .161 .058 .021 _.040 —.O85 _.114 Samtliga variabler .121 .035 .046 —.033 _.029 —. 138
Flickor Estetiska ................... .301 .073 .__015 _.136 -—.10-'1 -—.12() Friluftsbetonade ............. .221 —.048 _.000 —.O98 _.032 _.044 Husliga .................... .267 .081 _.027 ——.071 _.111 —.137 Kontorsbetonade ............. .323 .098 .090 —.107 —.193 -—.211 Praktiska ................... .155 .015 .005 —.108 —.027 —.041 Sociala ..................... .220 .058 .027 ——. 1 10 —.087 —.109 Tekniska ................... .267 .004 .004 _. 105 —.099 —.072 Verbala .................... .287 .039 .004 —.137 _.092 —. 103 Samtliga variabler .255 .040 .011 —. 109 _.093 _.104
minskning mellan intressena inbördes från årskurs 4 till årskurs 9. Det blir alltså efterhand lättare att iaktta olikheter i intressemåssig inriktning hos eleverna. Vid analysen av medeltalen för olika intressevariabler i kap. 5 fann vi en nedgång i allmän svarsbenägenhet, som också kunde tolkas som ett uttryck för en mera selektiv inställning bland de äldre. Dessa båda utveck- lingstendenser, minskning av antalet positiva svar och sänkning av korre— lationerna, ger tillsammans bilden av en ökad intressemässig differentiering hos eleverna.
Kontrollen av utvecklingstendensernas signifikans har gjorts på likartat sätt som i föregående kapitel. Teckenfördelningen för avvikelserna i olika årskurser är följande.
Avvikelsernas tcckcn hos pojkar flickor + 0 — + 0 _— Årskurs 4 . .............................. 22 6 28
5 . .............................. 21 1 6 19 9 6 . .............................. 22 1 5 13 15 7 . .............................. 7 21 28 8 . .............................. 12 16 3 25 9 . .............................. 3 25 4 24
Årskurserna skiljer sig på det hela taget, och dessutom är avvikelserna från slumpmässigt jämn fördelning signifikanta på 1 %-nivån i alla under— grupper utom pojkar i årskurs 8 och flickor i årskurserna & och 6.
Samstämmigheten mellan olika intressevariabler med avseende på rang-
z—vörden +0300
+0.l50
+0.|on
+UO5O
Årskurs
PMkor — — — Flickor
Figur 17.)!edelauvikelsen från genonisniuliga korrelationer iintressevnriublerna (i:-en- heter)
ordningen mellan årskurserna visas av konkordanskoefficienter på 0,76 för pojkarna och 0,84 för flickorna, båda signifikanta.
Även variansanalysen av värdena i tabell 21 ger som väntat signifikanta utslag mellan årskurserna. Spridningen mellan olika prov inom en årskurs uppgår i genomsnitt till 0,061 för pojkar och 0,073 för flickor. Differenserna mellan årskursmedeltalen överstiger avsevärt denna nivå.
Vi gjorde vid jämförelsen av genomsnittskorrelationerna hos pojkar och flickor en distinktion mellan ”pojkintressen” och ”flickintressen” som vi- sade sig användbar för att förklara en del av variationerna. Till pojkintres- sena räknade vi tekniska, praktiska och friluftsbetonade och till flickintres- sena övriga, helt i överensstämmelse med könsdifferenserna i medelpoäng. Om man i tabell 21 bildar medeltal enligt samma indelningsgrund och för enkelhetens skull nöjer sig med att studera skillnaden mellan årskurserna 4—6 å ena sidan, årskurserna 7—9 å den andra, visar sig differensen bli olika stor för de båda typerna av intressen i flickgrupperna. Den genom— snittliga :—differensen i flickintressen från mellan— till högstadiet är där 0,24, i pojkintressen 0,1-1. Hos pojkarna förekommer ej någon motsvarande skill- nad. Nedgången är 0,13 för pojkintressen mot 0,14 för flickintressen. Möj- ligen är det alltså så bland flickorna att den intressemässiga differentiering- en fortskrider starkast för de intressen som på det hela taget är utmärkande för det egna könet.
Vi skall även här studera årskursolikheterna i form av procentuella pro- filspridningar, beräknade utifrån de attenuationskorrigerade korrelationer- na.I figur 18 (kap. 9) kommer de att jämföras med profilspridningarna i prestationstesten.
Profilspridning för intressen i % 4 5 6 7 8 9
Pojkar .................................. 62 66 65 69 70 74 Flickor .................................. 58 68 70 76 75 76
Profilspridningarna avspeglar samma relativt regelbundna uppgång av de intraindividuella variationerna som avvikelserna från genomsnittskorrela— tioner nyss har gjort, om också skalan där var vänd åt andra hållet. Upp- gången går från ungefär 60 till ungefär 75 % av de interindividuella varia- tionerna under den studerade åldersperioden men är för flickornas del av- slutad redan i årskurs 7. Om profilen uppgöres i niogradig skala med stan- dardavvikelsen 2, innebär procenttalen att den genomsnittliga standardav- vikelsen inom profilerna stiger från 1,2 till 1,5.
Sammanfattning
Profilspridningarna för intressen visar en tydlig uppgång från lägre till högre årskurser, som dock för flickornas del tycks vara avslutad redan i och med testningen på våren i årskurs 7.
KAPITEL 8
Korrelationer mellan prestationer och intressen
I bilagetabellerna O—T redovisas korrelationer mellan prestationstesten å ena sidan, intressena å den andra. Dessa korrelationer är som omedelbart märks avsevärt lägre än de tidigare som avsett kombinationer inom resp. kategori av variabler. Bland annat med hänsyn härtill har vi i detta fall av- stått från attenuationskorrektion, då tillskotten genom en sådan överlag skulle bli små. Ej heller i övrigt har det visat sig praktiskt att helt följa samma uppläggning av analysen som i de båda föregående kapitlen.
För att en korrelation i våra undergrupper skall vara signifikant på 1 %-nivån krävs värden på omkring 0,15—-0,16. Vi har här satt 0,15 som en genomgående gräns och kommer i första hand att se var korrelationer av denna storlek förekommer i materialet. Resultaten av denna granskning har sammanfattats i tabellerna 22 och 23. Den första avser pojkgrupperna. Plus— tecken markerar positiva korrelationer på minst 0,150, minustecken nega— tiva av minst samma storlek. Tecknen är för varje kombination av test och intressevariabel placerade så att man kan se till vilken årskurs de hänför sig.
Den intressevariabel som visar de flesta tydliga sambanden med presta— tionstesten är den tekniska. Pojkar med starka tekniska intressen har på det hela taget testresultat som ligger över genomsnittet. I Motsatser, Figur- serier och Plåtvikning förekommer plus i alla årskurserna. I övriga intellek- tuellt betonade prov samt i räkneproven förekommer plus i åtminstone nå— gon av årskurserna. Den högsta enskilda koefficienten avser Plåtvikning i årskurs 8 (0,35). I kontrast härtill kan praktiska intressen framhävas. De har mycket få signifikanta samband med prestationstesten, men de tecken som finns tyder på en positiv korrelation med Plåtvikning och en negativ korrelation med verbala prov. Det föreligger alltså en olikhet mellan tekniska och praktiska intressen på denna punkt. Båda typerna av intressen har posi— tivt samhand med spatialprov men skiljer sig åt i sitt förhållande till de all— mänintellektuella testen.
Vid sidan av de tekniskt intresserade eleverna tycks den intellektuellt mest kvalificerade gruppen vara den som ger uttryck åt starka verbala intressen. För verbala intressen förekommer ett antal plustecken i förhållande till ver- bala, induktiva och numeriska prov men endast ett i förhållande till de spa- tiala testen.
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä I; — — + + = + + + + + F + + + + + + + + + + + H _ _ + K + + + ., : _ * _. * _ s + + + + + + + + + T + + + + + + + + + + + + ++ ++ +++ ++++ ++ +++ + + + + v + + + + + + + + + + + + + + + +
Anm. Korrelationer på och över 0,150 markeras med det tecken korrelationerna har. De olika årskursernas värden är placerade i följande ordning:
cama—
7 8 9
Friluftsintressen visar ett intressant samband med rutinbetonade snabb- hetsprov. Alla de 30 förekommande korrelationerna är positiva och 15 av dem uppfyller villkoret för plusmarkering. I genomsnitt uppgår de till 0,15, och det är bara tekniska intressen i förhållande till verbala, induktiva och spatiala prov som uppvisar ett högre genomsnittsvärde. Man är här frestad att spekulera över ett samband mellan aktiva friluftsbetonade intressen och en arbetstakt som också kommer till uttryck i så skrivhordsbetonade sysslor som att räkna och kollationera tal. Eller är det tävlingsmomentet i båda situationerna som bildar föreningslänken'?
Den enda ytterligare anhopningen av tecken som skall nämnas i pojkar- nas tabell är de husliga intressenas negativa korrelation med verbala test. Då denna tendens återkommer i starkare grad hos flickorna får kommenta- ren anstå.
Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt ] Mä + E + + + — + + + — + + . — + + + _t_ _1'_ __ _? F + + —— + + + — —i + + + + + + + + + + r + + + H _ _ _ _ _ _ _ _ —— — — — + + K _ + 4 + P + + + + + + + + + + + + + + + 5 "|" + * + + + ' T + + + + + — + + + + + + + + + V ++ ++ ++ + ++ +++ +++ + + + + + + + + + + + + + + +
Anm. Korrelationer på och över 0,150 markeras med det tecken korrelationerna har. De olika årskursernas värden är placerade i följande ordning: 4 7
5 8 6 9
Det finns som framgår av tabell 23 fler markanta samband mellan presta- tioner och intressen i flickgrupperna än i pojkgrupperna. För att börja med de positiva, så ligger även här de verbala och de tekniska intressenas korre- lationer på plussidan men nu med övervikten för de verbala. Högsta korre- lation är 0,42 och den avser Motsatser och verbala intressen. Det är emeller- tid intressant att se att plustecknen är rätt många också för de tre typiska ”pojkintressena": friluftsbetonade, praktiska och tekniska. Flickor med goda resultat i prestationstesten skulle enligt dessa intressemässigt ligga närmre pojkarna än flickor i allmänhet gör.
Detta tolkningsförslag stöds i hög grad av de husliga intressenas negativa korrelationer med i synnerhet de verbala proven. Den högsta av dessa är — 0,30 med Likheter i klass 7.
Kontorsintressen visar en antydan i samma riktning som praktiska in— tressen i pojkgruppen: negativa korrelationer med verbala prov men positiva
med prov som ligger nära motsvarande verksamhetsområde, här de kontors- betonade snabbhetsproven.
Estetiska intressen har ett flertal positiva korrelationer, men karakteris- tiskt tör dem är att de nästan uteslutande förekommer i årskurserna 8 och 9. Detta torde vara den mest markanta förändringen med stigande ålder, som visas av någon enskild intressevariabel.
En viss uppfattning om eventuella generella åldersskillnader i korrelatio— ner mellan prestationer och intressen kan man få genom att räkna antalet tecken för olika årskurser i de båda nyss diskuterade tabellerna. Det visar sig därvid att antalet korrelationer på 0,15 och mer i positiv såväl som nega— tiv riktning uppgår till följande i olika årskurser hos pojkar resp. flickor.
Antal korrelationer på och över 0,15 (oavsett tecken)
4 5 6 7 8 9 S:a Pojkar . .......................... 10 15 18 18 17 22 100 Flickor . .......................... 20 24 14 10 23 59 150
l pojkgrupperna sker det en viss och ganska jämn uppgång av antalet tecken, medan flickornas siffror visar större oregelbundenhet. Särskilt högt är antalet i årskurs 9 bland flickorna, och det svarar för huvuddelen av total- skillnaden mellan pojkar och flickor. För att kontrollera och nyansera den bild som teckenfördelningen ger har vi även beräknat korrelationernas ge- nomsnittliga absoluta storlek i olika årskurser. Vi har därvid bortsett från korrelationernas tecken och endast tagit hänsyn till hur mycket de avviker från noll. Genomsnittskorrelationerna enligt denna beräkningsmetod blir följande.
Genomsnittskorrelationer (oavsett tecken)
4 5 6 7 8 9 Pojkar . ........................ .080 .078 .095 .087 .086 .101 Flickor . ........................ .087 .094 .086 .070 .106 .182
Det visar sig därvid att skillnaderna mellan årskurserna uttryckta i korre- lationskoefficientens skala är obetydliga. Det är endast flickor i årskurs 9 som tycks skilja sig från övriga.
Sammanfattning
Sambandet mellan prestationer och intressen är inte starkt. De korrelationer som förekommer ger ändå en ytterligare belysning åt olika elevgruppers sammansättning. Tekniskt intresserade pojkar och verbalt intresserade flic- kor är de grupper som har de bästa resultaten i prestationstesten. Husligt in— tresserade flickor har låga testresultat.
KAPITEL 9
De intraindividuella differensernas utveckling
Det allmänna forskningsläget
De intraindividuella differensernas utveckling är ett centralt differential— psykologiskt problem som belysts i många tidigare undersökningar, om ock- så ofta genom sidoresultat vid testkonstruktivt arbete eller vid behandlingen av andra problemställningar. Den mest aktuella bland mera fullständiga översikter över forskningsläget ges av Anastasi i tredje upplagan av hennes differentiella psykologi (1958), vilken här utnyttjas.
Burt uppställde redan 1919 en differentieringshypotes, enligt vilken den intellektuella begåvningen är relativt odifferentierad i den tidiga barndomen och sedan utvecklas mot allt större specialisering. På amerikanskt håll har Garrett anslutit sig till denna hypotes, och i Sverige är det främst Elmgren (1952) som i sina skolkommissionsundersökningar arbetat vidare efter denna linje.
Empiriska undersökningar av differentieringshypotesens giltighet har gett mycket skiftande resultat, vilka delvis kan tillskrivas metodvariationer eller felkällor vid undersökningarna. Bland de metodiska betingelser som ofta icke varit uppfyllda må följande särskilt framhållas. Jämförelser har gjorts mel— lan grupper som inte bara skiljer sig i ålder utan också i sammansättning, t.ex. mellan elevgrupper på det obligatoriska skolstadiet och läroverks— eller collegegrupper. Eftersom de senare varit utsatta för stark selektion, kan alla korrelationer där väntas bli lägre redan av detta skäl, och någon differen- tieringshypotes behövs ej för att förklara en sådan skillnad. Ofta har kom— plexa test för allmänintelligens använts, vilka ej ger några tillfredsställande mått på separata faktorer och därför ej heller är användbara i detta sam- manhang. I stället måste testen vara renodlade uttryck för olika faktorer och därtill ge jämförbara resultat mellan olika åldersgrupper. Det måste också vara möjligt att hålla mätningsfelen under kontroll vid jämförelsen med hjälp av reliabilitetsvärden i alla undergrupper.
En annan punkt mot vilken invändningar kan riktas gäller den statistiska sidan av jämförelserna. När undersökningarna utförts med faktoranalytisk metodik har problemställningen ibland formulerats att gälla förekomsten av en viss faktor, t.ex. den praktisk-tekniska, i vissa åldersgrupper. Tekniken att fastställa en faktors förekomst är emellertid vanligen rätt subjektiv, och
transformationsmetoder som tillåter en objektiv jämförelse mellan olika faktormatriser har sällan kommit till användning.
Även det åldersstadium man väljer att studera är av betydelse. Vernon (1950, sid. 30 f ) drar efter granskning av ett flertal undersökningar slut— satsen ”att det inte förekommer någon allmän tendens till differentiering utom möjligen i de tidiga barnaåren och att allt beror på skol— och yrkes— utbildningens art. Vanligen tenderar anlagen att bli mer specialiserade när de övas i skolan eller yrket, om också undervisningen ibland är av sådan natur att den ökar integrationen” (dvs. differentieringens motsats). Anastasi (1958, sid. 361 f) kommer också fram till att en individs tidigare erfaren- heter, hans allmänna och utbildningsmässiga bakgrund, är betydelsefulla för det sätt varpå olika sidor av hans anlagsutrustning samverkar. Hon for— mulerar den hypotesen att ”saker som lärs tillsammans _ i skolan, i arbetet eller annorstädes — tenderar att bli korrelerade med varandra”.
Peel (1958, sid. 181) går under hänvisning till Vernon ännu ett steg längre och hävdar ”att om varje'ämne är väl integrerat med övriga ämnen och de formella skolämnena med övrig erfarenhet och övriga aktiviteter, får man resultat, som stöder integrationsteorin. Är däremot undervisningen forma- listisk och sker med en strikt ämnesuppdelning, får man resultat, som stöder differentieringsteorin.”
Resultaten av undersökningar som belyser de intraindividuella differen- sernas utveckling kan tydligen endast i en rätt begränsad grad generalise- ras till andra åldersstadier, kulturmiljöer och utbildningsförhållanden. Detta torde även gälla i fråga om intressena, vilka dock tidigare ej varit föremål för korrelationsjämförelser i någon större skala. Det förhållandet att tra- ditionella yrkeskategorier och liknande icke primärt psykologiska indel- ningsprinciper väl lämpar sig för klassificering av intressena tyder på kul— tur-miljöns roll vid deras framväxt och strukturering (jfr Anastasi 1958, sid. 350 f).
Det finns alltså skäl att i den svenska diskussionen huvudsakligen lita till resultat vunna under aktuella svenska förhållanden. Vi skall därför nu jäm- föra våra egna resultat från de föregående kapitlen med Elmgrens under- sökningar för att ur dem gemensamt söka få fram en hållbar generalisering.
Våra resultat
Huvudresultaten i kap. 6—7 har sammanförts i figur 18 som visar profil- differensernas utveckling i prestationsfaktorerna och intressevariablerna. Det framgår där att prestationsprofilerna har sin största variabilitet i års- kurs 4, varefter de intraindividuella differenserna minskar om också abso- lut taget relativt lite och oregelbundet till årskurs 9. Intressena har sin min— sta profilspridning i årskurs 4 och den största i årskurs 9, men flickorna när denna nivå redan i årskurs 7.
50 i 4 5 5 . 7 8 g _Prestotioner, pojkar Årskurs _ _ _ " ,flickor
Intressen, pojkar _ _" _ " , flickor
Figur 18. Profilspridningens (P) utveckling i intressen och prestationer (sammanförda fal:— torvis)
Resultaten beträffande prestationsfaktorerna stämmer ej med differen- tieringshypotesen, men kan inte heller med säkerhet tas till intäkt för dess motsats, integrationshypotesen. Förutom att åldersvariationerna är små och oregelbundna är det åtminstone ett sidoresultat som måste infogas i bilden och som är svårt att förena med integrationshypotesen. Det avser pojkgrup- pernas korrelationer mellan Teknisk förståelse å ena sidan, Likheter och Plåtvikning å den andra (kap. 6). Teknisk förståelse avlägsnar sig alltmera från Likheter samtidigt som testet nalkas Plåtvikning med avseende på ar— ten av de prestationer det mäter. Denna förskjutning förlöper helt regel— bundet från årskurs till årskurs. Samtidigt kan en ökning av reliabiliteten hos Teknisk förståelse registreras, som även den tyder på att olika delpresta- tioner inom det teknisk-spatiala området gradvis samordnas och utkristalli- seras från mera allmänna intelligensfunktioner.
Intresseprofilernas spridningsutveckling stöder differentieringshypotesen. I kombination med den sjunkande tendensen i intressemedeltalen (kap. 5) tyder resultaten på att eleverna utifrån en bred och odifferentierad tämligen positiv attityd till en mängd sysselsättningar stegvis skalar bort sådant som tillhör vissa områden för att alltmera koncentrera sig på andra.
Elmgrens resultat
I Elmgrens undersökningar (1952) är det framför allt ett avsnitt som er— ' bjuder direkta jämförelsemöjligheter. Det gäller sambandet mellan allmän- intelligenstestet Simplex och det praktisk—tekniska testet Minnesota-mon— tage (a.a., sid. 84——91). I tabell 23 återger Elmgren en fyrfältsuppdelning av sitt material enligt resultaten i dessa båda test. I olika åldersgrupper an- ges procenten som ligger över medianen i båda testen, över i det ena och under i det andra osv. Vi har här översatt dessa frekvenser till fyrfältskorrc— lationer och erhåller då följande koefficienter i olika åldersgrupper. Beräk- ningarna har gjorts med hjälp av diagram (Chesire, Saffir & Thurstone 1933).
Fyrfältskorrelation mellan Simplex och Minnesota-montage för
pojkar flickor
10 år .................................. .13 .10 11 år .................................. .21 .32 12 år .................................. .27 .17 13 år .................................. .22 .30 14 år .................................. .34 .36 15 år .................................. .28 .30
Dessa resultat synes lika litet som våra vara förenliga med differentie- ringshypotesen. En jämförelse med de genomsnittliga z-avvikelserna i vårt material (tabell 17) visar emellertid att den allmänna gången i siffrorna är likartad om också med viss åldersförskjutning. Både likheten och förskjut-
+0.ioo—
+ A _ ' N_:— & 1 A **,
kar
J
Po
41.100—
En|.Hör[nqvist lll || lZ |?) |4 l5 lö l7 år ' ,
EntEImIqu io n n lä llt lä år
+0.|00 _
0.000
Fligljor
—0.l00 —
—0. | 80 Z—värden
Enligt Elmgren — — — " Hörnqvist
Figur 19. Medelavvikelsen från genomsnittliga korrelationer i prestationstesten (i z-enheter). Jämförelse mellan Elmgrens och vår undersökning
ningen framträder i figur 19, där avvikelsen i olika åldrar från den genom— snittliga korrelationen visas uttryckt i z-enheter. Åldersskalan i Elmgrens material har transformerats så att 11 år där svarar mot 12 i vårt material, 12 mot 14, 13 mot 15 osv., varigenom maximal överensstämmelse mellan kur— vornas förlopp åstadkommes.
Om man tänker sig variationerna i genomsnittlig korrelation som uttryck för en utvecklingsprocess, är denna utveckling så beskaffad att den från 10- till 12-årså1dern går snabbare i Elmgrens än i vårt material och att den sedan
behåller det försprång som uppnås den studerade åldersperioden ut. Flic- korna uppvisar större variationer än pojkarna, och möjligen ligger också deras utveckling ett år före pojkarnas.
Vid diskussion av dessa resultat har vi blivit uppmärksammade på den tänkbara betydelsen av att Elmgrens material kommer från en stor stad (Göteborg), vårt däremot från landsbygd och mindre orter. Det är nämligen från andra sammanhang känt att utvecklingen närmast före och under pu- berteten sker hastigare hos storstadsungdom än hos landsbygdsungdom. I genomsnitt inleds puberteten ett år tidigare hos flickor än hos pojkar. Dessa förhållanden skulle möjligen kunna vara en förklaring till fasför- skjutningen mellan kurvorna, om också två års skillnad verkar vara i mesta laget. Rent hypotetiskt ligger det ändå nära till hands att sätta de intra- individuella differensernas utveckling i relation till pubertetsförloppet. Var- ken differentierings— eller integrationsteorin är emellertid ensam gångbar som förklaringsgrund, utan man får snarare tänka sig en växelverkan mel- lan differentierande och integrativa utvecklingsfaser, som avspeglas i korre— lationernas variationer.l Denna utveckling torde emellertid knappast vara avslutad inom det åldersområde som kunnat göras till föremål för under- sökning. Såväl biologisk—psykologiska mognadsförlopp som miljöinflytan- den, särskilt genom skolans påverkan, är tänkbara såsom förklarings- grunder.
Innan någon teori som passar till dessa data närmare utformas, är det emellertid nödvändigt att i andra material kontrollera de empiriska resul- tatens hållfasthet. Den samstämmighet mellan undersökningarna som nu demonstrerats bygger ju på skalförskjutningar gjorda i efterhand så att de passar till föreliggande data. Det bör därför betonas att det vi nu redovisat är ett uppslag till fortsatt forskning, inte något färdigt resultat.
Sammanfattning
Två huvudteorier har i samband med tidigare forskning uppställts beträf- fande de intraindividuella differensernas utveckling. Den ena säger att indi- videns egenskaper, särskilt på det intellektuella området, alltmera uppdelas och differentieras med stigande ålder. Den andra hävdar i motsats härtill att utvecklingen kännetecknas av integration. Våra resultat när det gäller in- tressenas utveckling är förenliga med differentieringsteorin. När det gäller anlagsutvecklingen ger resultaten inget entydigt stöd för någondera teorin. I stället tyder de i förening med Elmgrens resultat på möjligheten av ett mera komplicerat utvecklingsförlopp, där differentierande och integrerande faser avlöser varandra. Om detta genom ytterligare forskning kan visas vara fallet, uppkommer samtidigt en möjlighet till förklaring av vissa olikheter mellan resultaten av tidigare undersökningar.
1 Professor Elmgren, som jag haft förmånen att samråda med om resultaten av jämfö- relsen, har också funnit en tolkning efter dessa linjer plausibel.
KAPITEL 10
Prestationernas konstans
Som ett specialfall av individuella differenser kan man betrakta de varia- tioner i testresultaten som uppkommer under ett tidsintervall. Är dessa va- riationer — eller testresultatens konstans — olika stora i olika åldrar? Även denna delfråga skall vi söka belysa innan vi i slutkapitlet kommer in på diskussionen av undersökningsresultatens innebörd för differentierings- frågan. Det blir då nödvändigt att först redogöra för administrationen av omtestningen i maj 1959 av årskurserna 5—9 i de distrikt där ett år tidigare årskurserna 4—9 testats.
Av tids- och kostnadsskäl måste omtestningen begränsas till vissa av de ursprungliga proven. Närmare bestämt valdes ett av proven från vardera ”faktorn” verbal, induktiv, spatial och numerisk förmåga, nämligen Lik- heter, Bokstavsgrupper, Plåtvikning och Additioner. Dessutom utfördes pro— vet Teknisk förståelse, vilket tidigare endast prövats i klass 7 i Göteborg, Jönköping och Nacka. Dessa prov har beskrivits i kap. 2. Tidsplanen för proven framgår av tabell 24. Administrationen av testningen skedde enligt samma grunder som i maj 1958.
Tabell 24. Tidsplan för leslningen imaj 1959
Antal Tid i minuter för
uppgifter anvisningar uppgifter
Lektion 1 (häfte 1)
Inledande anvisningar 5
Likheter ................ 40 3 10 Additioner A* ........... 48 3 3 Plåtvikning ............. 30 6 15 Lektion 2 (häfte 2)
Bokstavsgrupper ......... 30 6 15 Teknisk förståelse ....... 40 4 20
" Den variant som 1958 ingick i häfte 3.
Undersökningsmaterialet
Testningen i maj 1959 omfattade eleverna i årskurserna 5—9 i Kalix, Lom— ma, Mörbylånga, Timrå och Vifolka. Såsom framgår av tabell 25 deltog sam- manlagt 2 702 elever i testningen 1959, av vilka 2 428 (eller 90 %) också ingick i undersökningsmaterialet från 1958 (jfr tabell 2). Återstoden, 274 elever, hade nytillkommit från föregående år. Skälen härtill har ej närmare undersökts, men tänkbara sådana är inflyttning under året, sjukfrånvaro vid första testningen och resultat som på grund av ofullständighet kasserats 1958 (jfr tabell 4).
Tabell 25. Deltagandet i testningarna 1958 och 1959 med uppdelning enligt årskurs vid första testningen
4 5 6 7 8 9 8:21 P Fl P Fl P Fl P Fl P Fl P Fl P Fl
Deltagit båda åren ....... 269 216 250 241 221 223 263 250 230 231 19 15 1252 1176 Deltagit endast 1958 ..... 27 17 22 24 30 29 27 37 53 36 234 234 393 377 Deltagit endast 1959 ..... — — 18 9 22 21 35 37 22 19 55 36 152 122 Sammanlagt 1958 ....... 296 233 272 265 251 252 290 287 283 267 253 249 1645 1553 Sammanlagt 1959 ....... 269 216 268 250 243 244 298 287 252 250 74 51 1404 1298 Normalt flyttade med kom- pletta omtestningsresultat 265 213 250 227 216 214 251 239 227 226 — — 1209 1119
Omtestningsresultat saknas å andra sidan för 302 av de ursprungligen i årskurserna 4—8 testade eleverna samt för 468 elever, som 1958 tillhörde årskurs 9 och som normalt hunnit lämna skolan före omtestningen. Anled- ningar till bortfallet av de 302 kan vara utflyttning under året, sjukfrånvaro vid andra testningen och övergång till annan skolform. Någon närmare granskning av anledningarna har här ej företagits. Däremot kommer test— resultaten hos de omtestade och de ursprungligen testade att jämföras.
De bearbetningar som i det följande göres tar främst sikte på att belysa eventuella skillnader mellan årskurserna i testresultatens konstans under ett ettårsintervall. Resultatförskjutningar mellan årskurserna 4 och 5 jäm- föres med förskjutningar 5—6, 6—-7 osv. För elever som 1958 gick i årskurs 9 kan sådana jämförelser ej företas, då av dessa elever endast 34 kvarsittare blivit omtestade, och de utgör ej en tillräckligt stor grupp för separat bear- betning. Eftersom kvarsittare i årskurs 9 alltså måste undantas vid huvud- bearbetningarna, befanns det mest rimligt att konsekvent utesluta alla som ej flyttats normalt från årskurs till årskurs. Ytterligare 25 elever, varav 24 kvarsittare och en med överhoppad årskurs, blir genom denna avgränsning uteslutna ur omtestningsmaterialet, varefter alltså 2 369 normalt uppflytta- de, omtestadc elever återstår. Av dessa har emellertid endast 2 328 elever fullständiga resultat i samtliga upprepade test under båda åren, varför det faktiskt använda undersökningsmaterialet uppgår till detta antal med den fördelning på årskurser och kön som framgår av understa raden i tabell 25.
Tabell 26. Medeltalen 1958 och 1959 hos de omtestade
Årskurs 1958 resp. 1959 4—5 5—6 6—7 7—8 8—9
Likheter .................................. P 1958 20,5 25,6 29,0 31,6 33,7 1959 25,8 29,8 32,1 33,5 34,7
Fl 1958 19,9 24,9 27,8 31,1 33,0 1959 25,4 29,4 30,8 33,8 34,3
Bokstavsgrupper ........................... P 1958 12,4 15,1 17,9 20,9 22,1 1959 16,3 18,1 20,5 22,4 23,5
Fl 1958 15,1 17,6 19,7 23,2 24,5 1959 19,2 21,4 22,5 24,8 25,6
Plåtvikning .. . . . ........................... P 1958 13,9 16,2 19,1 20,7 21,5 1959 18,2 20,1 22,7 24,0 24,4
Fl 1958 13,2 15,6 18,4 19,7 20,8 1959 18,0 19,7 21,4 22,5 23,9
Additioner A .............................. P 1958 25,9 29,3 33,3 35,4 39,3 1959 30,3 35,2 35,0 38,9 40,4
Fl 1958 30,0 33,3 37,0 37,8 41,9 1959 35,2 38,7 39,2 41,0 43,3
Medeltal och spridning vid första och andra testningen
Tabell 26 redovisar medeltalen inom de omtestade grupperna i proven 1958 resp. 1959. Varje undergrupp är där betecknad med en dubbel årskursbe- teckning, där första siffran anger årskurs vid 1958 års prov och andra siffran årskurs vid 1959 års prov.
Tabell 27 redovisar på motsvarande sätt standardavvikelserna 1958 och 1959 för de omtestade.
Tabell 27. Slandardavvikelserna 1958 och 1959 hos de omtestade Årskurs 1958 resp. 1959 4—5 5—6 6—7 7—8 8—9
Likheter .................................. P 1958 7,7 6,7 6,4 6,1 5,7 1959 6,8 6,5 5,9 5,9 5,4
Pl 1958 7,4 6,9 6,5 6,5 5,9
1959 7,0 6,5 6,2 5,4 6,6
Bokstavsgrupper ........................... P 1958 4,6 5,0 6,0 6,1 5,8 1959 5,3 6,0 6,2 6,4 5,6
Fl 1958 5,6 5,8 5,7 5,3 4,6
1959 5,6 5,4 5,1 4,7 4,8
Plåtvikning ................................ P 1958 6,0 6,4 6,8 6,5 6,1 1959 6,8 7,1 6,3 5,8 5,7
Fl 1958 5,1 6,3 6,2 6,3 6,3
1959 6,3 5,9 6,0 5,7 6,2
Additioner A .............................. P 1958 7,9 8,4 9,4 9,0 8,2 1959 8,4 9,3 9,3 9,6 8,7
Fl 1958 6,5 7,8 7,4 7,0 6,3
1959 8 0 7,9 7,1 6,7 5,5
Om man jämför värdena i tabellerna 26 och 27 med motsvarande värden i tabell 6 (medeltalen) resp. tabell 8 (standardavvikelserna), får man en viss uppfattning om hur de omtestade i fråga om första tillfällets testresul- tat eventuellt avviker från hela gruppen av ursprungligen testade. Detta kan dock ej göras för Additioner, varav endast halva det ursprungliga provet ingått i omtestningen. Differenserna återges i sammandrag i följande tablå. Värdena avser tiondels enheter.
Omtestade minus hela 1958 års grupp ——6—5—4——3—-2——1 0+1+2+3+4+5+6 Medeltal ......... — — —— —— 2 4 5 6 5 6 1 — 1 Standardavvikelse 1 — 4 1 3 10 5 6 _ — _ — ——
De omtestades medeltal tenderar att överstiga och deras standardavvikel- ser att understiga motsvarande värden i de ursprungligen testade grupperna. I bortfallsgruppen förekommer tydligen en viss övervikt för elever med test- resultat under genomsnittet. Samtidigt har en viss homogenisering av den kvarvarande gruppen skett, vilket delvis torde sammanhänga med de an- vända testens fördelningsform, som är utsatt för s.k. ”takeffekter” (jfr kap. 3). De båda största medeltalsskillnaderna avser ”årskurs” 8—9 i Bokstavs- grupper med en differens på 0,6 bland pojkar och 0,4 bland flickor mellan omtestade och ursprunglig grupp. Den största spridningsskillnaden åter- finns också i Bokstavsgrupper ”årskurs” 8——9, här bland flickorna.
Även om sålunda en viss förskjutning kan konstateras, får den betecknas som ganska liten och kan inte mera väsentligt påverka slutsatser baserade på det ursprungliga materialet beträffande skillnaden mellan olika års- kurser.
Skillnaden mellan 1958 och 1959 års resultat för en viss ”årskurs” får tänkas sammansatt av två komponenter, dels den normala utvecklingsbe- tingade uppgången i provresultat från årskurs till årskurs, dels uppgång på grund av att samma prov upprepats vid omtestningen. För Likheter, Plåt- vikning och Additioner är det rätt lätt att hålla isär dessa båda komponen- ter, ”utveck1ings”- resp. ”omtestningseffekt”, medan däremot i Bokstavs— grupper tillkommer det komplicerade förhållandet att redan 1958 års test— ning innebar en omtestning för ett flertal av eleverna i ”årskurserna” 7—8 och 8—9.
För att få fram '”omtestningseffekten” får man minska skillnaden mellan 1959 och 1958 års resultat i den omtestade gruppen med skillnaden mellan motsvarande på varandra följande årskurser vid första testningen. Också sistnämnda skillnader har beräknats i den omtestade gruppen (tabell 28).
I Likheter är tillskotten mellan första och andra testning som regel obe- tydligt större än den normala årskursskillnaden. Omtestningseffekterna hål- ler sig i genomsnitt kring en halv poängenhet. I Plåtvikning uppgår de i genomsnitt till inemot två enheter. I Bokstavsgrupper, där endast ”årskur-
S= differens 1959—1958 i samma grupp M = differens mellan årskurserna 1958 S—M = omtestningseffekt
Pojkar Flickor
S M S-M S M S—M
Likheter ......................... 4—5 5,3 5,1 0,2 5,5 5,0 0,5 5—6 4,2 3,4 0,8 4,5 2,9 1,6 6—7 3,1 2,6 0,5 3,0 3,3 —0,3 7—8 1,9 2,1 —0,2 2,7 1,9 0,8 Bokstavsgrupper .................. 4—5 3,9 2,7 1,2 4,1 2,5 1,6 5—6 3,0 2,8 0,2 3,8 2,1 1,7 6—7 2,6 3,0 (—0,4) 2,8 3,5 (—0,7) 7—8 1,5 1,2 (0,3) 1,6 1,3 (0,3) Plåtvikning ....................... 4—5 4,3 2,3 2,0 4,8 2,4 2,4 5—6 3,9 2,9 1,0 4,1 2,8 1,3 6—7 3,6 1,6 2,0 3,0 1,3 1,7 7—8 3,3 0,8 2,5 2,8 1,1 1,7 Additioner A ..................... 4—5 4,4 3,4 1,0 5,2 3,3 1,9 5—6 5,9 4,0 1,9 5,4 3,7 1,7 6—7 1,7 2,1 —0,4 2,2 0,8 1,4 7—8 3,5 3,9 —0,4 3,2 4,1 —0,9
serna” 4—5 och 5—6 kan begagnas för denna uppskattning, eftersom det i de högre årskurserna rör sig om den andra resp. tredje testningen för fler- talet elever, håller sig omtestningseffekten kring en å en och en halv enhet. I Additioner tycks omtestningseffekter uppträda endast i de lägre årskur- serna.
Korrelationer mellan 1958 och 1959 års resultat
Den nu redovisade undersökningsdelens huvudsyfte har varit att belysa konstansen av testresultat från är till år vid skilda åldrar. Ett slags mått på denna konstans kunde erhållas om man direkt korrelerade ena årets resul- tat med det andra årets, men som Ekman (1947) påpekat kommer en sådan korrelation att influeras även av tillfälliga mätningsfel vid de båda test— niugarna och därför ej ge ett renodlat mått på konstansen hos de testade individerna. Efter viss modifikation av Ekmans formler har vi beräknat konstansmått på följande sätt.
För proven Likheter, Bokstavsgrupper och Plåtvikning: Vartdera provet uppdelas vid båda testningstillfällena (1 resp. 2) i en ”udda” (n) och en ”jämn” (j) del, så att följande delvärden för antal rätta svar erhålles.1
1 ”Udda” del består av uppgifterna nr 1, 3, 5, 7 etc., ”jämn” del på motsvarande sätt av uppgifterna med jämna nummer.
1958 1959
Delvärde 111 112 Delvärde j1 _]2
De pilar som sammanbinder delvärdenas beteckningar symboliserar korre— lationer. Korrelationen u1 jz skiljer sig från u1 ], endast genom tidsavstån- dets inverkan. Samma sak skiljer u,j1 från ugjg. Som mått på detta tidsav- stånds inverkan kan kvoterna u,j,/u,j1 och inj./ugj2 för resp. korrelationer användas, eller för att en gemensam uppskattning av konstansen skall er- hållas geometriska mediet av de båda kvoterna. Konstansformeln kommer då att se ut på följande sätt.
K= VM .ru_i1
ruljl ruejz
Denna formel avviker från Ekmans konstansformel endast genom att täl- jaren innehåller geometriska mediet av båda hälfternas korsvisa korrela- tioner i stället för bara den första av dessa korrelationer. Den här använda formeln innebär ett mera fullständigt utnyttjande av förefintlig informa— tion, men samtidigt givetvis något ökat räknearbete.
För provet Additioner:
Av Additioner användes vid första testningen två varianter (A1 och B,), vid omtestningen däremot endast en variant (A,), och varianterna är ej av den arten att de kan uppdelas i hälfter. Detta ger följande korrelationsschema.
1958 1959 Variant A1 A2
Variant 1'3l Konstansen får alltså i detta fall uppskattas ur endast två korrelationer, närmare bestämt enligt formeln _ I'A,B, 134,13,
K
Tabellerna 29—32. anger dels konstanskoefficienterna, dels de delkorre— lationer som dessa bygger på.
Konstanskoefficienterna uppgår i genomsnitt för samtliga värden till 0,87. Det förekommer emellertid vissa variationer mellan test resp. undergrupper som avspeglas i följande tablå över genomsnittsvärden, uträknade via Fishers z-transformation. Med hänsyn till att undergrupperna är approxima- tivt lika stora har ingen vägning med gruppstorleken företagits.
Tabell 29. Korrelations- och konstanskoef/icienter för Likheter
Korrelationer Konstans "111 "1.12 "211 Hela Pojkar 4—5 .834 .764 .778 .802 .943 5—6 .771 .759 .715 .814 .930 6—7 .794 .742 .797 .796 .958 7—8 .801 .738 .732 .807 .914 8—9 .840 .785 .748 .817 .924 Flickor 4—5 .783 .718 .714 .803 .903 5—6 .804 .741 .760 .787 .944 6—7 .791 .712 .759 .762 .947 7—8 .799 .728 .736 .812 .909 8—9 .824 .761 .754 .886 .887
Tabell 30. Korrelations- och konstanskoef/icienter för Bokstavsgrupper
Korrelationer Konstans
11111 u1.12 "211 11212
Pojkar 4—5 .695 .470 .438 .707 .647 5V6 .745 .603 .586 .783 .778 6—7 .787 .646 .641 .831 .796 7»—8 .846 .744 .708 .870 .846 8—9 .855 .701 .685 .850 .813 Flickor —. .807 .459 .505 .787 .604 4 5 5 6 .762 .620 .569 .812 .755 6—7 .785 .554 .602 .776 .740 7 8 8 9
i
.814 .650 .666 .800 .815 .794 .594 .674 .787 .800
Tabell 31. Korrelations- och konstanskoef/icienter för Plåtvikning
Korrelationer Konstans uljl 11112 "2.11 uelz Pojkar 4—5 .795 .692 .705 .828 .861 5—6 .795 .695 .741 .847 .875 6—7 .844 .747 .741 .856 .875 7—8 .823 .733 .690 .832 .860 8—9 .820 .751 .756 .861 .897 Flickor 4—5 .689 .625 .656 .800 .862 5—6 .771 .657 .677 .788 .856 6—7 .832 .611 .719 .843 .791 7—8 .788 .748 .730 .792 .935 8—9 .786 .769 .759 .866 .926
Tabell 32. Korrelations- och konstanskoef/icienter för Additioner
Korrelationer Konstans A,B, A,B, Pojkar 4—5 .832 .657 .790 5—6 .823 .669 .813 6—7 .805 .715 .888 7—8 .875 .804 .919 8—9 .853 .743 .871 Flickor 4—5 .808 .701 .868 5——6 .858 .724 .843 6—7 .788 .721 .915 7—8 .696 .632 .908 8—9 .773 .672 .869
Genomsnittliga konstanskoefficienter
Likheter .93 ”Årskurs”4——5 .84 Pojkar .87 Bokstavsgrupper .77 5—6 .80 Flickor .87 Plåtvikning .88 0—7 .88 Additioner .87 7—8 .89
8—9 .88
För signifikansprövning har z-värdena variansanalyserats. En samman- fattning av variansanalysens resultat ges i tabell 33. Av denna framgår att den iakttagna skillnaden mellan olika test är signifikant. Bokstavsgrupper uppvisar lägre och Likheter högre konstans än övriga prov.
Den skillnad mellan årskurserna som kommer till uttryck i medeltalen och består i att de lägsta årskurserna uppvisar något lägre konstanskoeffi- cienter är däremot ingen genomgående effekt.
I variansanalysen förekommer nämligen ett signifikant ”samspel” mellan test och årskurs (F = 2,98). I förhållande till detta ”samspel” uppvisar års- kurserna ingen signifikant variation (F = 1,45), medan testen däremot gör det i synnerligen hög grad (_F = 15,43).
Tabell 33. Variansanalys av konstanskoef/icienter (efter z-transformation) Test: Likheter, Bokstavsgrupper, Plåtvikning, Additioner
Variationskällor Kvadrat- Frihets— Medel- F-kvoter summor grader kvadrater mot (4) mot (5) mot (1)
Mellan test (T) .................... 20271 3 6757 15,43 Mellan ”årskurser" (Å) ............ 2538 4 635 1,45 Mellan könen (K) ................. 19 1 19 0,13
Samspel:
(1) T )( Å ......................... 5261 12 438 2,79 2,98 x (2) T x K ......................... 646 3 215 1,37 (3) Å x K ......................... 258 4 64 0,41 (4) TxÅxK ..................... 1883 12 157 x (5) =(2)+(3)+(4) ................ (2787) (19) (147) )(
Sammanlagt 30876 39
Den i medeltalen för samtliga test spårade årskursskillnadeu uppkommer huvudsakligen genom Bokstavsgrupper som visar en tydlig, för pojkar och flickor likartad uppåtgående trend från lägre till högre årskurser.
Genomsnittliga konstanskoefficienter Bokstavsgrupper Övrigatest
”Årskurs” 4—5 .63 .88 5—6 .77 .89 6—7 .77 .91 7—8 .83 .91 8—9 .81 .90
Samma tendens finns fastän till ytterlighet försvagad i de övriga testens genomsnitt. Om variansanalysen göres om med testet Bokstavsgrupper ute- lämnat, kvarstår en signifikant variation mellan testen (F = 7,77). Övriga variationskällor, bland dem ”årskurs”, uppvisar däremot ingen signifikans.
Profiljämförelser mellan 1958 och 1959
Konstanskoefficienterna avser varje test för sig. Vid användning av testen såsom anlagsprov är det emellertid snarare testens inbördes relationer som beaktas. Resultaten i olika test anges då vanligen i en gemensam skala och uppställes i form av en profil, där det är möjligt att se vilka anlagskompo- nenter som är relativt bäst utvecklade hos en viss elev. Vid konstansunder— sökningen är det därför av intresse att studera även konstansen av hela pro- filer och inte bara hos de enskilda däri ingående testen.
I detta syfte har alla resultat överflyttats till en niogradig standardskala, där 5 anger en genomsnittlig prestation inom resp. kön och åldersgrupp, 1 ett extremt lågt värde och 9 ett extremt högt värde. Detta har gjorts både för första testningen och för omtestningen i relation till resp. resultatfördel- ningar.
Som mått på profilskillnader har använts summan av de kvadrerade diffe- renserna mellan varandra motsvarande profilvärden vid resp. tillfällen. Nedan ges ett par exempel på profiler samt uträkning av måttet på profil- skillnad.
Elev A Elev B Kvadrerad _ Kvadrerad 1958 1959 differens 1958 1909 differens
Likheter . .................. 7 7 0 1 1 0 Bokstavsgrupper ........... 4 6 4 5 2 9 Plåtvikning ................ 4 5 1 5 5 0 Additioner . ................ 4 4 0 2 4 4
S:a 5 S:a 13
Beräkningsmetoden gör att en stor differens vanligen ger en avsevärt kraftigare belastning i summorna än flera små. I summor t.o.m. 3 kan inget
Tabell 34. Fördelningen av pro/lldi/ferenser ( kuadratsummor) hos pojkar och flickor. Årskurser-na sammanslagna
Differens- DilIerens- kvadratsumma Pojkar Flickor kvadratsumma Pojkar Flickor
() 24 12 34—36 4 3 1 3 307 253 37—39 2 9 4 45 322 299 40—42 1 2 7—9 185 145 43—45 — 5 10—12 144 156 46—48 — _— 13—15 92 99 49—51 1 167—1 8 48 48 52—54 — 1 19 —21 35 30 55—57 — 1 122—24 13 15 58—60 — _ 25—27 15 24 61—63 — — 28—30 9 14 64—66 —— — 251—33 5 2 67—69 1 — Summa 1209 1119
test ha större differens än 1, ty en differens på 2 ger genast summan 4. I summor t.o.m. 8 kan inget test ha större differens än 2, ty en differens på 3 ger genast summan 9 osv. Det bör påpekas att dessa differenssummor på- verkas såväl av mätningsfel vid de båda tillfällena som av konstansbrister i egentlig bemärkelse. Någon motsvarighet till eliminerandet av reliabilitets- brister, som kunde göras i föregående avsnitt, är här ej genomförbar.
Tabell 34 innehåller fördelningen på olika differenskvadratsummor för alla pojkar resp. alla flickor. Högsta förekommande summa är 68. Högsta teoretiskt möjliga summa vid fyra test med niogradig skala är (4 )( 82 =) 256. Endast 10 % av summorna överstiger 17 enheter. Medianen utgör bland pojkarna 6,2, bland flickorna 6,5 enheter. Summan 6 motsvarar ett oföränd- rat värde, två differenser på ett steg samt en differens på två steg.
I tabell 35 ges kumulativa procentfördelningar för de olika årskurserna. Som gränser har satts högsta summa som ej kan innehålla någon större differens än 0, 1, 2 etc. (jfr ovan). 19,2 % av pojkarna i ”årskurs” 4—5 har kvadratsummor på högst 3 enheter, alltså 0—3, 55,5 % högst 8 enheter, allt- så 0—8, osv. Underst i varje kolumn anges mediandifferensen.
En jämförelse tvärs över tabell 35 tyder på att den lägsta årskursen har större profildifferenser än övriga. Särskilt märkbart är detta i raderna för ”högst 3” och ”högst 8” samt i medianerna. När fördelningarna jämföres med [**-metoden, visar sig dessa skillnader emellertid ej vara tillräckliga för att ge signifikant utslag mellan årskurserna på det hela taget. Den omstän- digheten emellertid att samma ”årskurs” har de största avvikelserna hos både pojkar och flickor ger anledning att fästa något större uppmärksamhet vid variationerna än vad jga-beräkningen hos pojkar och flickor var för sig annars skulle göra. Just i ”årskurs” 4—5 hade testet Bokstavsgrupper myc- ket låga konstanskoefficienter, och det förefaller därför sannolikt att det är detta förhållande som ligger bakom även profildifferensernas variationer.
Differens— Pojkar Flickor kvadrat- summa 4—5 5—6 6—7 7—8 8—9 4—5 5—6 6—7 7—8 8—9
0 1,1 2,8 1,4 2,4 2,2 0,9 0,9 0,9 1,7 0,9 högst 3 19,2 29,6 28,7 31,8 28,2 18,8 25,5 27,6 22,6 23,9 högst 8 55,5 65,2 62,0 66,5 64,4 51,2 59,5 61,7 54,0 61,5 högst 15 83,0 89,2 90,3 91,2 91,2 86,3 90,7 84,6 80,0 89,4 högst 24 93,5 96,0 98,6 98,8 97,4 94,4 96,0 94,5 91,2 96,5 högst 35 98,5 100,0 100,0 100,0 99,1 97,6 99,6 99,1 96,3 98,7 högst 48 99,6 99,1 99,5 100,0 100,0 99,6 99,6 högst 63 99,6 100,0 100,0 100,0 100,0 högst 80 1000 N 265 250 216 251 227 213 227 214 239 226 Median 6,9 6,1 6,2 5,8 6,0 7,7 6,5 6,3 7,0 6,2
En beräkning av profildifferenserna med testet Bokstavsgrupper uteslutet visar att olikheterna i varje fall minskas vid denna uteslutning. Här redo— visas endast medianerna i tablåform.
Medianer för differenskvadratsummor i Likheter, Plåtvikning och Additioner
4—5 5—6 6—7 7—8 8—9 Pojkar .................. 4,5 3,7 3,9 4,0 4,6 Flickor . ................ 4,9 4,5 4,4 4,0 4,2
Summan 4 motsvarar två oförändrade värden samt en differens på 2 steg. Waern (1960) har för 118 pojkar och 99 flickor studerat överensstäm- melsen mellan samma elevers intresseprofiler i årskurs 7 1958 och årskurs 8 1959. Hon har bl.a. beräknat rangkorrelationen för varje individs intresse- profiler. Medianvärdet för pojkarnas rangkorrelationer uppgick till 0,86 och för flickornas till 0,79.
Sammanfattning
Genom omtestning våren 1959 av samma elevgrupper som ett år tidigare deltagit i huvudundersökningen prövades konstansen hos vissa test. Kon— stansen befanns vara något lägre mellan årskurserna 4 och 5 än mellan högre årskurser, åtminstone i testet Bokstavsgrupper. Av de olika testen visade det verbala den största konstansen.
KAPITEL 11
Testen som hjälpmedel vid studievägledningen
Vår undersökning har haft ett dubbelt syfte, dels att belysa de psykologiska förutsättningarna i stort för skolans differentiering, dels att studera de be- gagnade testens värde som hjälpmedel i den individuella studievägledningen. Det är denna senare aspekt som skall behandlas i detta kapitel. Först be- räknas med vilken frekvens och säkerhet variationer i individernas anlags— och intresseprofiler kan utnyttjas som tecken på intraindividuella differen- ser. Konstansens betydelse diskuteras också i detta sammanhang. Därefter undersöks skillnaderna i provresultat mellan olika linjer och grenar inom årskurs 9. Slutligen ges en preliminär redovisning för samstämmigheten mellan provresultat och lärar- och kamrathedömningar gjorda i årskurs 9.
Profilvariationer
I kap. 6 och 7 har vi studerat profilspridningens genomsnittliga föränd— ringar från årskurs till årskurs. Här skall vi utnyttja samma underlag för att fastställa hos hur många elever man med viss grad av säkerhet kan uttala sig om en skillnad mellan de olika anlag resp. intressen som avspeglas i profilvärdena. I de tidigare undersökningarna har vi på statistisk väg elimi- nerat mätningsfelens inflytande för att kunna göra renodlade åldersjäm— förelser. Här kommer i stället mätningsfelen in som ett viktigt moment i bedömningen, ty i en enskild elevs resultat kan man inte skala bort mät- ningsfelen och bara ta hänsyn till de sanna värdena. Man måste veta vilken roll mätningsfelen maximalt kan spela i ett enskilt fall. De resultat som här kan redovisas grundar sig på de nuvarande testens reliabilitet. Denna kan givetvis i några test ändras i gynnsam riktning före eventuell användning av testen vid individuell studievägledning.
Reliabilitetsbristernas inverkan på profilvariationerna har nyligen blivit föremål. för klarläggande utredning av Cronbach och Gleser (1959). Huvud— frågan är: hur stor skillnad måste det vara mellan en elevs resultat i två olika prov för att man med viss grad av säkerhet skall kunna räkna med att det verkligen föreligger en differens i den riktning som provresultaten visar? Genom att provresultaten påverkas av reliabilitetsbrister kan de avvika från de sanna värdena på sådant sätt att en skillnad i viss riktning uppträder
även där det inte föreligger någon sann skillnad eller där den sanna skill- naden går i motsatt riktning. Så kan exempelvis en viss elevs provresultat tyda på större fallenhet för tekniska än för språkliga uppgifter, medan hans sanna värden — de han i genomsnitt skulle få vid upprepad testning — kan skilja sig i motsatt riktning. Skall profilen användas för praktiska slutsatser om en enskild elev, måste regler finnas som talar om hur stora profilskill— nader som krävs för att sannolikheten för felbedömning inte skall överstiga en viss angiven risknivå.
Cronbach och Gleser hävdar att kravet på en profilskillnad i samband med individuell rådgivning skall avpassas så att risken för felbedömning maxi- malt uppgår till ett visst värde, t.ex. 10 %. Denna maximirisk löper man i fråga om de individer som just har den skillnad mellan profilvärdena som är den minsta för vilken tolkning är tillåten. Individer med mera utpräglade skillnader löper mindre risk för felbedömning.
Man kan nu för en viss kombination av test räkna ut dels hur stor skill— nad i testresultaten som behövs för en viss maximal individuell risk, dels hur många individer som det med denna grad av säkerhet blir möjligt att uttala sig om. En kortfattad teknisk beskrivning av metodiken ges i följande avsnitt.
1. Reliabiliteten för differenserna mellan två test som skall jämföras beräknas enligt formeln
r—r ab
1—rab
'dd
därrutgör medeltalet av de båda testens reliabilitetskoeffieienter och Fab är testens inbördes korrelation.
2. Risknivån fastställes och uttryckes i normalkurvcenheter. Vi har i det följande hållit oss till 10 %, vilket motsvarar värdet 1,28.
3. Den minsta avvikelse från noll i någondera riktningen, som krävs för att avvikel- sen skall kunna tolkas som en övervikt åt ett visst håll, erhålles ur följande formel, där zm betecknar avståndet från nollpunkten uttryckt i differensernas spridning.
: 1,28V1"rdd
V rad 4. Differensernas spridning varierar med korrelationen mellan de jämförda testen. Det är därför praktiskt lämpligare att ange den minsta tillåtna avvikelsen uttryckt i
testens spridningsskala, som inom en profil är lika för samtliga test. Det stipulerade värdet zm får då multipliceras med differensspridningen, uttryckt i enheter av test- spridningen enligt följande formel: s. af; 5. Den andel av individerna om vilken man kan uttala sig utgöres av den procentdel av normalfördelningen som ligger utanför gränserna : zm. Vi har genomfört sådana beräkningar för årskurserna 6—8, där testningar i studievägledningssyfte torde vara mest aktuella. Som maximal risknivå
m
Pojkar i årskurs Flickor i årskurs 6 7 8 6 7 8 V mot I ............................. 0,56 0,53 0,50 0,56 0,53 0,55 V mot S ............................. 0,51 0,56 0,54 0,54 0,51 0,52 V mot N ............................. 0,47 0,48 0,42 0,50 0,53 0,54 V mot P ............................. 0,51 0,58 0,53 0,51 0,57 0,65 I motS ............................. 0,57 0,58 0,58 0,61 0,56 0,58 I motN ............................. 0,49 0,47 0,45 0,52 0,51 0.57 I mot P ............................. 0,53 0,59 0,50 0,54 0,56 0,67 S mot N ............................. 0,47 0,51 0,50 0,50 0,49 0,54 5 mot P ............................. 0,50 0,62 0,57 0,52 0,56 0,65 N mot P ............................. 0,62 0,83 0,62 0,58 0,70 0,82
Anm. V = Likheter + Motsatser, I = Bokstavsgrupper + Figurserier, S = Klossar + Plåtvikning
N = Additioner + It'lultiplikationer, P = Högsta tal + Lika tal. har valts 10 %. Tabell 36 visar för anlagsfaktorerna den skillnad som krävs mellan en individs resultat i de båda faktorerna för att skillnaden skall kunna tolkas med högst 10 % risk att den tolkas i fel riktning. Skillnaderna har angetts i enheter av testens spridning, med andra ord som om poängen i alla test transformerats till en skala med spridningen ett. I den vanliga nio- gradiga skalan med spridningen 2 krävs alltså det dubbla mot värdena i tabell 36, i en skala med spridningen 5 det femdubbla osv. En förutsättning för profiljämförelser överhuvud taget är ju att alla test redovisas i samma skala, dvs. med samma medeltal och spridning. Olika sådana omräkningar utgör godtyckliga transformationer som ej förändrar de olika individernas inbördes lägen.
I medeltal för de tre årskurserna, pojkar och flickor var för sig, varierar den stipulerade skillnaden mellan 0,46 och 0,70 spridningsenheter. Det är nästan bara vid jämförelser mellan numeriska och perceptiva test som vä- sentligt större skillnader krävs än i övriga kombinationer, där det stipule- rade värdet i genomsnitt uppgår till 0,54.
Tabell 37. Andelen individer (i %) för vilka lollcbar pro/ildi/ferens mellan anlagsfaktorerna föreligger
Pojkar i årskurs Flickor i årskurs 6 7 8 6 7 8 V mot 1 ............................. 47 45 45 45 50 41 V mot S ............................. 58 50 55 52 58 48 V mot N ............................. 67 64 64 64 64 60 V mot P ............................. 69 64 62 67 67 58 1 mot S ............................. 45 41 44 36 42 37 I mot N ............................. 64 65 65 64 64 54 I mot P ............................. 64 60 64 65 65 55 5 mot N ............................. 70 67 69 69 69 62 S mot P ............................. 70 62 67 69 67 59 N mot P ............................. 23 13 30 46 36 28
Anm. Se tabell 36.
I tabell 37 redovisas på motsvarande sätt den procentuella andelen av olika grupper som kan väntas uppfylla det stipulerade minimikravet för tolkning av en differens. I medeltal för de tre årskurserna, pojkar och flickor var för sig, uppgår den högsta andelen tolkbara differenser .i en kombination av faktorer till 69 %, den lägsta till 22 %, och det är fortfarande numeriska mot perceptiva prov som ligger sämst till. Största andelen tolkbara differen- ser föreligger —— naturligt nog med hänsyn till de förut studerade korrela- tionerna — mellan verbala, induktiva och spatiala prov å ena sidan, nume- riska och perceptiva å den andra. Om man godtyckligt fixerar ett krav på genomsnittligt minst 50 % tolkbara profildifferenser för att faktorerna skall anses väl lämpade för profiljämförelser, faller följande kombinationer un- der denna gräns.
Verbala mot Induktiva Induktiva mot Spatiala Numeriska mot Perceptiva
De induktiva provens mellanställning mellan verbala och spatiala fram- träder alltså tydligt även här med endast mellan 40 och 50 % tolkbara pro— fildifferenser. De är dock klart lättare att åtskilja än numeriska och percep— tiva profilvärden.
För intressena har vi utfört beräkningarna endast för årskurserna 6 och 8. I tabell 38 redovisas de stipulerade differenserna uppställda i matrisform med årskurs 6 över och årskurs 8 under diagonalen. Den stipulerade diffe- rensen uppgår i genomsnitt till 0,70. Kraven på intresseprofilernas differen— ser är sålunda något större än motsvarande krav på anlagsprofilerna.
Tabell 38. Slipulerad di/ferens (i pro/Flens spridningsenhel) mellan intressevariablerna. Felrisk 10 %
Pojkar i årskurs 6
E F H K P S T V E — 0,67 0,66 0,76 0,69 0,73 0,66 0,89 F 0,70 — 0,59 0,70 0,70 0,67 0,66 0,78 H 0,73 0,62 — 0,67 0,62 0,66 0,58 0,77 Pojkar i årskurs 8 K 0,73 0,65 0,78 — 0,71 0,79 0,70 0,98 P 0,64 0,60 0,66 0,69 — 0,69 0,68 0,77 S 0,65 0,54 0,66 0,69 0,59 — 0,68 0,92 T 0,59 0,52 0,60 0,64 0,58 0,54 — 0,81 V 0,81 0,61 0,72 0,75 0,62 0,66 0,60 —
Flickor i årskurs 6
E F H K P S T V E — 0,78 0,71 0,75 0,76 0,80 0,77 0,93 F 0,71 — 0,64 0,68 0,72 0,70 0,71 0,77 H 0,71 0,56 — 0,62 0,60 0,60 0,63 0,69 Flickor i årskurs 8 K 0,77 0,62 0,69 — 0,66 0,68 0,68 0,74 P 0,76 0,61 0,60 0,68 — 0,66 0,70 0,74 S 0,80 0,61 0,61 0,68 0,64 — 0,71 0,84 T 0,80 0,65 0,64 0,72 0,91 0,71 — 0,81 V 0,99 0,68 0,68 0,77 0,74 0,83 0,81 —
Pojkar i årskurs 6
E F H K P S T V
E — 56 45 44 50 42 58 30 F 58 — 64 58 49 58 58 54 H 47 64 — 50 58 47 64 44
Pojkar i årskurs 8 K ')0 60 43 — 52 33 50 23 P 58 60 56 51 — 51 48 52 S 46 65 50 43 56 — 50 25 T 59 67 62 56 53 58 — 43 V 27 63 50 44 62 41 57 —
Flickor i årskurs 6
E 1” H K P S T V
F. — 48 54 51 50 44 47 30 1* 52 — 65 59 48 55 52 51 H 60 69 — 58 62 62 64 59
Flickor i årskurs 8 K 53 65 52 _ 54 47 50 50 P 10 56 65 59 — 55 46 52 S 40 60 62 59 56 — 45 31 T 48 55 64 56 26 51 —— 37 V 24 56 62 55 52 34 44 —
I tabell 39 redovisas den procentuella andel av individerna, för vilka tolk— bara dvs. nyss stipulerade — differenser föreligger. Följande kombina- tioner har i genomsnitt för de båda årsl—zurserna mindre än 50 % tolkbara differenser.
Pojkar: alla kombinationer av estetiska, husliga, kontorsbetonade, sociala och verbala intressen inbördes.
Flickor: alla kombinationer av sociala, tekniska och verbala intressen in- bördes; praktiska mot tekniska intressen; estetiska mot prak— tiska, sociala, tekniska och verbala intressen.
Hos pojkarna är det sålunda vad vi tidigare kallat ”flickintressen” som inte i någon större utsträckning kan särskiljas i profilerna. Däremot går det mellan "pojkintressena" inbördes och i förhållande till olika ”flickintres— sen”. Hos mer än hälften av flickorna kan estetiska intressen hållas isär från friluftsbetonade, husliga och kontorsbetonade intressen. Särskilt svårt är det att differentiera estetiska och verbala intressen. De verbala intres- sena är också svåra att urskilja i förhållande till framför allt sociala men också tekniska intressen. Det senare är mera anmärkningsvärt och torde ha att göra med båda intresseområdenas teoretiska prägel, vilket också under- stryks av de positiva korrelationerna mellan anlag och intressen på denna punkt (jfr kap. 8).
Värdena i tabellerna 36 och 38 kan användas för val av skalenhet i pro— filerna. Denna bör utgöras av en lämpligt avrundad multipel av den stipu-
lerade skillnaden såsom den nu mäts i spridningsenheter. Det lägsta före- kommande värdet är 0,42, det högsta 0,99. Det synes vara svårt att göra rätt- visa åt hela denna variation med mindre man väljer en skala med sprid- ningen 10. De stipulerade differenserna blir i så fall tio gånger värdena i tabellerna 36 och 38 avrundade till närmaste heltal.
Den praktiska användningen av profilerna blir något komplicerad med olika stipulationer för olika kombinationer av prov. Denna konsekvens torde emellertid vara ofrånkomlig om man upprätthåller det välmotiverade kra- vet på genomgående samma maximala individuella risk. I ett enskilt fall behöver heller icke alla differenser undersökas utan endast de som ligger mellan den lägsta och den högsta förekommande stipulationen, i det valda exemplet sålunda 4—10 skalenheter. Ytterligare förenklingar och hjälp— medel för profilanalysen kan säkerligen också åstadkommas.
Vi har hittills i resonemanget utgått från att testresultaten primärt skall användas för att belysa särskild inriktning i fråga om anlag och intressen. Prestationsproven bör därjämte kunna användas för bedömning av allmän studielämplighet. Mest användbara torde därvid de verbala och induktiva proven vara. 0111 man exempelvis i årskurs 6 slår ihop dessa prov till ett gemensamt poängtal, kan det poängtalets reliabilitet uppskattas till 0,955 både för pojkar och flickor (beräkningsmetod hos Mosier 1951, sid. 775). Om man med maximalt 10 % risk och med ett poängtal med denna reliabili- tet vill fastställa, huruvida en individs sanna värde ligger över eller under medeltalet, får man kräva att poängtalet ligger minst 0,28 spridnings— enheter över eller under medeltalet. Man kan då uttala sig om sammanlagt 78 % av individerna i gruppen. Ifall man med samma risk vill ta reda på, om en individ tillhör den bästa fjärdedelen av gruppen, får man kräva en av- vikelse från medeltalet på 0,96 spridningsenheter. Man får då tag i 17 % av de bästa. Samtidigt kan man från andra hållet avgränsa dem som tillhör de sämre tre fjärdedelarna av materialet genom en gräns 0,41 spridningsen- heter över medeltalet. Denna sämre grupp innehåller 68 % av hela antalet individer. Mellan de båda gränsvärdena, 0,41 och 0,96, faller 15 % av indi- viderna, som inte kan placeras in annat än med större felrisk i det indivi— duella fallet än de 10 % som i övrigt gäller. I en skala med medeltalet 50 och spridningen 10 kan man alltså för dem som har upp till och med 54 poäng säga att de inte tillhör den bästa fjärdedelen och för dem som har 60 och högre att de tillhör bästa fjärdedelen. Poängtalen 55—59 utgör en osä— kerhetszon. Även dessa beräkningar grundas på Cronbach & Gleser (1959).
Vi skall sist i detta avsnitt om profilvariationerna beröra profilvärdenas konstans i anslutning till de undersökningsdata som presenterats redan i kap. 10. Vi fann där för fyra undersökta prov en genomsnittlig konstans på 0,87 med tydligt högre värde för Likheter (0,93) och tydligt lägre för Bok- stavsgrupper (0,77). Dessa konstanskoefficienter utgör mått på inbördes för- skjutningar mellan individerna vid testning med ett års intervall och när-
mare bestämt ifråga om individernas sanna värden två intilliggande år, efter- som reliabilitetsbristerna skilts ut ur konstanskoefficienten. Förutsägelser från observerade värden ett år till sanna värden ett påföljande är alltså svå— rare än vad konstanskoefficienten anger.
Några korrelationer mellan 1958 och 1959 års testresultat har inte beräk— nats för testen som helhet, utan testen har varit uppdelade i hälfter. En upp— skattning kan emellertid göras på följande sätt. Som exempel tar vi (ur tabell 31) resultaten för Plåtvikning hos pojkar i ”årskurs” 6—7, där kon- stansen blir 0,875. Korrelationerna mellan ”udda uppgifter” ena året och ”jämna uppgifter” det andra uppgår i genomsnitt till 0,7-14. Detta värde är emellertid lägre än vad hela testets korrelation skulle ha varit. Med hjälp av en formel hos Gulliksen (1950, sid. 98, formel 19) kan korrelationen efter fördubbling av testets längd uppskattas till 0.804, som är jämförligt med en korrelation mellan två parallella test utförda med ett års mellanrum. Ur Cronbachs och Glesers formler kan den avvikelse från första årets medeltal som krävs för slutsatsen att en individ ligger över (resp. under) det sanna medeltalet ett följande år beräknas till 0,63 spridningsenheter. Detta gräns- värde avskiljer 53 % av individerna och lämnar 47 % som osäkra fall, om inte riskprocenten i det enskilda fallet skall överstiga 10 %.
Även ett sådant enstaka exempel torde ge en uppfattning om vad konstans- och reliabilitetsbrister innebär med avseende på möjligheterna att uttala sig från ett tillfälle till ett annat om en elevs nivå i en viss psykologisk funk— tion. Eftersom konstansen sannolikt avtar med ökande tidsavstånd, får man räkna med att den grupp om vilken säkra förutsägelser kan göras krymper, om intervallet växer.
Gruppjämförelser inom årskurs 9
En annan synpunkt på testen som hjälpmedel vid studievägledningen utgör deras förmåga att differentiera mellan grupper som av andra skäl kan vän- tas skilja sig åt i de funktioner som testen mäter. En sådan gruppering är (len som äger rum vid elevernas övergång till årskurs 9 med åtföljande val av linje (g, a och y) och gren inom linje y. Uppgifter om elevernas tillhörig— het till linje och gren har insamlats för dem som våren 1958 testades i års— kurserna 8 och 9. De dåvarande niorna tillhörde ju redan vid testningstill— fällct olika linjer och grenar. Ättornas val fastställdes ett år senare i sam- band med omtestningen. En översikt över materialet för gruppjämförelserna ges i tabell 40.
Av grenarna inom 9 y har endast några haft tillräckligt många elever för att kunna bearbetas separat. På den husliga grenen (nr 2) återfanns sam- manlagt 135 flickor i de båda årskullarna, på den kontors- och handelsbeto- nade grenen (nr 6) 37 pojkar och 91 flickor, på hantverksgrenen (nr 7) 102 pojkar.
1958 1959 Pojkar Flickor Pojkar Flickor Antal % Antal % Antal % Antal % 9f .......................... 61 25,3 77 32,1 44 17,6 75 29,6 9a .......................... 45 18,7 39 16,3 58 23,2 48 19,0 9y .......................... 135 56,0 124 51,6 148 59,2 130 51,4 Summa 241 100 240 100 250 100 253 100 Sammanlagt testade ........... 253 249 283 267 Utanför jämförelsen ........... 12 9 33 14
Medelpoängen för ett visst test har i varje undergrupp minskats med me- delpoängen för samtliga testade pojkar resp. flickor i ifrågavarande årskurs. Den erhållna differensen har delats med spridningsvärdet för resp. total- grupp. Sedan har kvoten mellan differens och spridning satts i relation till högsta tänkbara skillnad mellan totalgrupp och en undergrupp av ifråga- varande storlek. Det erhållna värdet motsvarar en biserial korrelation och anges i samma skala som vanliga korrelationer. Värdet +1 erhålles i det fall där samtliga inom undergruppen ligger högre än samtliga inom det övriga materialet. Värdet noll erhålles när undergruppens medeltal ej skiljer sig från totalmedeltalet. Fördelen med att använda biseriala korrelationer för gruppjämförelserna ligger i att resultaten anges i samma skala för alla test och därtill är oberoende av undergruppernas storlek.
De biseriala korrelationerna mellan testpoäng och linje- resp. grentillhörig- het återges i tabell 41 för prestationstesten. För varje undergrupp ges endast ett ovägt medeltal av korrelationerna inom fyra var för sig bearbetade delar av materialet, pojkar resp. flickor, 1958 resp. 1959. De korrelationer som medeltalen bygger på uppvisar vissa men inte alltför markanta variationer mellan materialets delar.
Tabell 41. Biseriala korrelationer mellan resultat i prestationstesten och linje- resp. grenlillhörighel i årskurs 9 (i genomsnitt för pojkar och flickor 1958 och 1959)
Linje /gren gg 9a 9y l—Iuslig Handel Hantverk Elevantal 257 190 537 135 128 102 Likheter ......................... .55 .17 —— .54 — .56 — .03 -— .20 Motsatser ........................ .59 .17 — .57 — .46 -— .06 -— .31 Bokstavsgrupper .................. .54 .18 — .53 — .56 .04 — .29 Figurserier ....................... .41 .14 — .43 — .49 — .04 _ .30 Klossar .......................... .44 .09 — .39 — .56 .02 — .15 Plåtvikning ...................... .42 .13 —.44 ——.44 —.12 —.21 Mönster ......................... .39 .10 —.37 —.55 .10 —.19 Additioner ....................... .39 .16 —.41 -—.45 .10 -—.19 Multiplikationer .................. .48 .21 — .50 — .56 .05 — .26 Högsta tal ....................... .16 .12 —.25 —.26 —.04 —.04 Lika tal ......................... .29 .16 —.36 —.51 .04 _.19 Märkning ........................ .26 .15 -—.50 —.43 .13 — .37
Linjerna g och a har genomgående positiva och linje y genomgående nega- tiva korrelationer mellan testpoäng och linjetillhörighct. Det innebär att elever på linjerna g och a tenderar att ligga över medeltalet för hela mate- rialet och linje y under det. Detta allmänna resultat är ju väl bekant från skolöverstyrelsens undersökningar. Om man går till de enskilda testen fin— ner man att det är de verbala proven och Bokstavsgrupper som ger störst utslag till g-linjens fördel. Minst markant är g-linjens övervikt i snabbhets— prov av icke numerisk karaktär. Linje y har sina högsta negativa värden i stort sett på de ställen där g-linjen har sina högsta positiva. Bland de tre grenarna inom 9 y, som separatbearbetats, är det tydligt att handelsgrenen har de testmässigt mest kvalificerade eleverna. I sina resultat nalkas de linje a.
Tabell 42. Biseriala korrelationer mellan resultat i intressevariablerna och linje— resp. grentillhörighet iårskurs 9 (i genomsnitt för 1958 och 1959)
Linje l'gren 9g 9a 9y Husiig Handel Hantverk Antal pojkar 105 103 283 — 37 102 Pojkar Estetiska .................. .26 .10 .03 .31 —.04 Friluftsbetonade ........... —— .01 .03 — .05 .01 —,04 Husliga ................... .09 — .01 .07 .14 .08 Kontorsbetonade ........... — .01 .28 .04 .39 .02 Praktiska ................. — .09 —.10 .04 — .01 .11 Sociala ................... .08 .14 .00 .22 .07 Tekniska ................. .31 .17 — .34 .03 — .22 Verbala ................... .42 .29 -— .15 .13 -— .17 Antal flickor 152 87 254 135 91 — Flickor Estetiska .................. .30 .09 — .31 — .27 — .10 Friluftsbetonade ........... .06 .14 _ .19 — .18 —— .01 Husliga ................... — .27 ——.03 .30 .25 .04 Kontorsbetonade ........... — .09 .06 .22 — .01 .46 Praktiska ................. .29 .02 — .04 — .02 .01 Sociala ................... — .02 .02 — .11 — .07 —— .07 Tekniska ................. .27 .04 — .01 — .07 .00 Verbala ................... .41 .06 — .38 — .39 — . 11
Förhållandet mellan intressen och linje— resp. grentillhörighet belyses i tabell 42. Där har pojkar och flickor redovisats var för sig. Däremot har fortfarande båda årskullarna sammanförts till ett genomsnittsvärde. Variab- ler med genomsnittskorrelationer överstigande 0,20 i positiv eller negativ riktning har sammanställts i följande tablå. »
Intressevariabler med biseriala korrelationer över 0,20
Pojkar g a y yzhuslig yzhandel yzhantverk Positiva utslag V T E V K K E S Negativa utslag T T Flickor Positiva utslag V E P T H K H K Negativa utslag H V E V E
Verbala, tekniska och estetiska intressen överväger på g-linjen både bland pojkar och flickor men ligger förhållandevis lågt på y-linjen. De husliga in- tressena bland flickor visar en motsatt bild. Handelsgrenens pojkar och flickor har större kontorsbetonade intressen än genomsnittet och den hus- liga grenens flickor större husliga intressen än andra grupper. Kontorsintres- serade pojkar förekommer även på linje a, och estetiskt intresserade pojkar på handelsgrenen. De tekniska sysselsättningar som frågeschemat innehåller har tydligen varit för teoretiskt inriktade för att kunna locka hantverks— grenens pojkar, som ju för övrigt företräder en brokig blandning av yrken.
Dessa jämförelser mellan testresultat och tillhörighet till linjer och gre- nar kan inte utnyttjas för särskilt strikta slutsatser. Man kan helt allmänt säga att jämförelserna ger rimliga och förväntade utslag och att de därige- nom stärker förtroendet för testen. Gruppdifferenserna avspeglar elevernas fria val som inte är grundat på systematisk vägledning utifrån psykolo- giska testningar. Det vi iakttar är slutresultaten av en långvarig ”naturlig" valprocess. I den mån resultaten i testen stämmer med vad man väntar, kan detta förhållande utnyttjas på två olika sätt. Antingen kan man ta resul- taten som bevis för att den ”naturliga” valprocess som äger rum är tillfreds— ställande. Eller också kan man hävda att denna process, hur ofullkomlig den än är, ger bevis för att testen mäter sådant som är av betydelse vid valet av linjer och grenar. Och därtill visar variationerna i korrelationernas styrka vilka test som har den största betydelsen för val av viss linje eller gren. En slutsats av resultaten, som är viktig för nästa avsnitt, är obestridlig, näm- ligen att eleverna på olika linjer utgör förhållandevis homogena grupper jämfört med hela elevpopulationen i flertalet av de test som använts.
Korrelationer med lärar- och kamratomdömen
Det är angeläget att även mera direkt kunna belysa testens validitet, deras förmåga att mäta det de syftar till att mäta, i detta fall förutsättningarna för utbildning med olika inriktning på högstadiet och för utbildning eller yrkesverksamhet efter skolans slut. För en sådan undersökning krävs till- gång till kriterier som opåverkade av testresultaten utvisar den enskilde ele— vens lämplighet i dessa hänseenden. Sådana kriterier kan vara i olika grad definitiva. De kan avse lämpligheten enligt andra bedömningsgrunder unge- fär samtidigt med testningen, de kan avse läget i skolan något år efter test- ningen, och de kan hänföra sig till prestationer under utbildning eller yrkes- verksamhet olika lång tid efter skolans slut. Kriterierna kan också vara av olika art. De kan grundas på subjektiva bedömningar av personer som har möjlighet att observera eleverna i deras verksamhet. De kan utgöras av betyg eller av objektiva prov. Någon validitetsundersökning som begagnar hela denna uppsättning av kriterier kan inte göras i detta sammanhang, bl.a. av rent tidsmässiga skäl. Det som här skall ges är en preliminär redo-
visning av korrelationer mellan testresultat 1958 och lärar- och kamratom- dömen avgivna i årskurs 9 1958 resp. 1959.
Metoderna för insamling av lärar- och kamratomdömen har utarbetats av fil. kand. Anders Dunér, som kommer att mera detaljerat undersöka dem i en licentiatavhandling. Här ges endast en kortfattad beskrivning.
Bedömningarna har gjorts av lärarna och eleverna i olika klasser inom årskurs 9 våren 1958 resp. våren 1959 och avser de elever som vid 1958 års testning tillhörde årskurserna 9 resp. 8. Bland de egenskaper som lärarna fått bedöma blir följande här föremål för bearbetning.
1. Studiebegåvning på det verbala, språkligt humanistiska området (benäm- nes i fortsättningen LS). Bedöms av lärarna i modersmålet, främmande språk, kristendomskunskap, historia, samhällskunskap och geografi.
2. Studiehegåvning på det matematisk-naturvetenskapliga området (LM). Bedöms av lärarna i matematik, fysik, kemi och biologi.
3. Anlag för vald utbildningsgren inom 9 y (LY). Bedöms av lärarna i de för resp. y-grcn speciella yrkesämnena. Bedömningarna har på namnlistor över klassen angetts i en skala från 1 till 7. Vid bearbetningen används medeltalet av erhållna omdömen för jämförelse med testresultaten. Kamratomdömena har avsett samma egenskaper som de nyssnämnda. De betecknas i det följande KS, KM och KY. De har gjorts i ett frågeformulär Vem är det?, i vilket en rad olika beskrivningar av följande typ ges. ”En del kamrater har lätt att lära sig språk, de kan skriva bra uppsatser och har lätt att prata och uttrycka sig. Vilka är det?” För varje fråga finns plats att ange numren enligt klasslistan på ett antal kamrater som beskrivningen passar in på. Både positiva och negativa be— skrivningar ges. Vid bearbetningen används ett poängtal som bygger på det antal gånger som kamraterna i klassen nämnt en viss elev i positiv resp. negativ riktning. Omdömen och testresultat har korrelerats klassvis med rangkorrelations- metod. Ett stort problem har därvid varit att många klasser resp. undervis- ningsavdelningar för viss y-gren varit så små att beräkningar knappast lönat sig. I det följande redovisas ovägda genomsnitt av korrelationerna. För lin- jerna g och a, som sammanförts bygger medeltalen på 12 klasser med sam- manlagt 269 elever, för vilka både omdömen och testresultat föreligger. För linje y bygger de på 14 klasser eller undervisningsavdelningar med samman- lagt 201 elever. Ytterligare ungefär lika många elever har bedömts, varav en stor del emellertid är alltför utspridda på små avdelningar för att klassvisa beräkningar skall kunna göras. Vissa stora klasser på g— och a-linjerna har ej medhunnits före denna redovisning. Det finns ingen anledning anta att tillägget av dem skulle kunna förändra bilden. För y-linjens del kommer bedömningarna vid vårterminens slut 1960 av det tilläggsmaterial i årskurs 7 våren 1958, som nämnts i kap. 2, att innebära ett betydelsefullt tillskott.
Tabell 43. Genomsnittlig korrelation mellan omdömen inbördes K = kamratomdömen, L = läraromdömen S = omdömen om språklig studiebegåvning M = omdömen om matematisk-naturvetenskaplig studiebegåvning
Linjerna g och a Linje y KM LS LM KM LS LM KS .50 .73 .50 KS .70 .69 .53 KM .61 .78 KM .62 .56 LS .69 LS .63
Anm. Genomsnitten för 9y bygger på endast 9 klasser med 135 elever, då i övriga 5 klasser något av läraromdömena saknas helt eller har otillräcklig spridning.
Innan vi övergår till testens korrelationer med omdömena, skall vi se på kriteriernas inbördes korrelationer, som visas i tabell 43. Det framgår där att KS, KM, LS och LM är högt korrelerade med varandra både på g- och a-linjerna och på y-linjen. I stort sett är det tydligen allmän studiebegåvning —— och sannolikt även ett allmänt gott intryck av eleverna — som slagit igenom i samtliga bedömningar. På g- och a-linjerna finns det emellertid skillnader som antyder att man i någon mån kunnat hålla isär den språkliga från den matematisk-naturvetenskapliga sidan. Kombinationerna KS-LS och KM-LM uppvisar högre genomsnittskorrelationer än övriga kombinationer. Det är alltså något större överensstämmelse mellan kamrater och lärare i bedömningen av samma egenskap än mellan kamraternas resp. lärarnas egna omdömen om två skilda egenskaper. Någon sådan differentiering av omdömena märks däremot inte på y-linjen, där i stället samstämmigheten är störst mellan kamratomdömen inbördes och läraromdömen inbördes oav— sett bedömd egenskap. Därtill kommer på y-linjen det förhållandet att lärar- na i 5 av de 14 klasserna ej kunnat ge omdömen med någon användbar spridning om matematisk-naturvetenskaplig studiebegåvning; i en av dessa klasser ej heller om språklig.
Tabell 44. Genomsnittlig korrelation mellan prestationstest och kamrat (K)— och läraromdömen (L) om studiebegåvning på det språkliga (S) resp. matematisk-naturvetenskapliga (M) området
Linje 9g, 9a 9y
Egenskap S M S M Bedömare K L K L K L K L Likheter och Motsatser ....................... .41 .44 .29 .35 .47 .43 .39 .42 Bokstavsgrupper ............................ .16 .21 .13 .18 .40 .42 .36 .29 Figurserier ................................. .18 .24 .29 .26 .34 .33 .29 .35 Klossar .................................... .04 .13 .24 .16 .15 .22 .12 .28 Plåtvikning ................................. .09 .19 .32 .36 .20 .22 .19 .33 Mönster .................................... .15 .18 .21 .26 .16 .23 .22 .23 Additioner och Multiplikationer ................ .06 .06 .03 .09 .43 .44 .43 .22 Högsta tal .................................. .10 .12 .09 .05 .24 .29 .27 .20 Lika tal .................................... .08 .07 .01 .04 .31 .27 .25 .12 Märkning .................................. .14 .10 .00 .01 .16 .13 .13 .18
Korrelationerna mellan prestationstest och omdömen om studiebegåvning redovisas i tabell 44. Samtliga korrelationer är positiva men låga. De båda verbala testen Likheter och Motsatser, som hoplagts före beräkningen, har de högsta korrelationerna med de språkliga kriterierna (KS, LS) både på g- och a-linjerna och på y-linjen. Även mot KM och LM visar de förhållande- vis höga korrelationer, i nivå med dem som gäller Plåtvikning, som tycks vara det bästa provet inom den spatiala gruppen. De numeriska testen har mycket låga korrelationer på g- och a-linjerna men i jämförelse med övriga test höga sådana på y-linjen. Det rör sig ju i dessa prov om mekanisk räkne— färdighet och inte om matematisk förmåga på någon högre nivå.
Tabell 45. Genomsnittlig korrelation mellan intressevariabler och kamrat (K)— och läraromdömen (L) om studiebegåuning på det språkliga (S) resp. matematisk—naturvetenskapliga (M) området
Linje 955, 921 9y
Egenskap S M S M Bedömare K L K L K L K L Estetiska .................... .10 —.02 —.25 —.14 .15 .12 .09 .10 Friluftsbetonade .............. —-.15 ——.10 .03 .02 .17 .18 .15 .01 Husliga ..................... .05 —.12 —.25 —.17 .17 .03 .15 .11 Kontorsbetonade ............. —.05 —.10 — .08 _.03 .19 .00 .19 — .08 Praktiska ................... —.09 .00 .22 .21 .09 .18 .12 .10 Sociala ..................... .01 .07 —.16 —.03 .13 .14 .10 .13 Tekniska .................... .00 .18 .45 .15 .07 .11 .21 .03 Verbala ..................... .15 .04 —.18 -—.06 .26 .18 .22 .01
Av intressevariablerna i tabell 45 är det främst tekniska intressen som visar någon korrelation med den bedömda studiebegåvningen, närmare be— stämt med kriterierna KM och LM, på g- och a-linjerna.
Tendensen till större samstämmighet mellan kamrat- och läraromdömen om samma egenskap än mellan kamratomdömen inbördes eller lärarom- dömen inbördes, som vi för 9 g och a funnit i tabell 43, är särskilt påtaglig i en g-klass och två a-klasser. Nedan återges genomsnittskorrelationerna för dessa tre klasser i vissa variabler, där tydliga korrelationsskillnader mellan kriterierna framträder.
Likheter- Figur- Plåtvik- Tekniska Verbala Motsatser serier ning intressen intressen KS . ...... .44 .12 .05 —.09 .20 KM . ...... .31 .31 .38 .53 _.19 Differens . +.10 —.19 _.33 —.62 +.39 LS . ...... .48 .18 .10 .06 .10 LM . ...... .38 .36 .43 .63 —.05 Differens . . +.10 —.18 —.33 ——.57 +.15
Om man ntvåljer de klasser där bedömarna bäst lyckats differentiera sin bedömning, finner man alltså att utslagen i korrelationerna ökar och därtill på ett sätt som överensstämmer med testens troliga inriktning. De
språkliga kriterierna korrelerar mer med verbala begåvningsprov och ver- bala intressen, de matematisk-naturvetenskapliga kriterierna mer med in- duktiva och spatiala prov och tekniska intressen.
Omdömen om särskilda anlag för den valda yrkesgrenen finns endast för 9 y, och endast tre av de större grenarna har bearbetats, den husliga med 72 elever, handelsgrenen med 68 och hantverksgrenen med 50 elever. Några särskilt markanta och meningsfulla skillnader framträder ej i tabell 46, där dessa kriterier jämförs med prestationstesten. Möjligen kan man peka på handelslinjens korrelationer för de numeriska och perceptiva testen, som i genomsnitt något överstiger nivån för övriga separatredovisade grenar och för 9 g och a mot studiebegåvningskriterierna.
Tabell 46. Genomsnittlig korrelation mellan prestationstesl och kamrat- och läraromdömen om yrkesanlag
Gren Huslig Handel Hantverk
Bedömare K L K L K L Likheter och Molsalzer ........................ .41 .21 .27 .20 .35 .14 Bokstavsgrupper ............................. .*23 .08 17 .22 .03 .25 Figurserier .................................. .22 .05 .27 .37 .20 .27 Klossar ..................................... .09 —.()8 .17 .25 —.13 .25 Plåtvikning .................................. .19 .02 .21 .27 .26 .12 Mönster ..................................... .29 .15 .26 .30 —.03 .19 Additioner och Multiplikationer ................. .25 .10 .36 .46 .31 .33 Högsta tal ................................... .16 .13 .25 .29 —.02 .-lO Lika tal ..................................... — .01 —.09 .30 .32 .28 .29 Märkning ................................... 4.10 —.13 .18 .32 .00 .25
Genomsnittlig korrelation för Ad, Mn, Ht och Lt
Handel Hantverk Huslig g och a KY, LY ................ .33 .26 .09 — KS, LS, KM, LM ........ _ ! _ .07
Av korrelationerna mellan yrkesanlag och intressen i tabell 47 år den mel— lan husliga intressen och bedömda yrkesanlag på den husliga grenen nästan den enda som mera påtagligt stämmer med förväntningarna.
Tabell 47. Genomsnittlig korrelation mellan intressevariabler och kamrat- och läraromdömen om
yrkesanlag
Gren Huslig Handel Hantverk
Bedömare K L K L K L Estetiska .................................... — .09 —.04 .03 .21 —.20 .09 Friluftsbctonade ............................. —.01 .09 —.11 —.15 .27 .05 Husliga ..................................... .27 .45 .16 .29 —.14 .12 Kontorsbetonade ............................. .17 .02 .15 .09 —— .01 . 16 Praktiska ................................... .00 .00 —.14 —.27 .17 .15 Sociala ..................................... .00 .16 —.06 —.02 .11 .18 Tekniska ................................... .08 .15 — .19 — .30 .34 .17 Verbala ..................................... .03 .09 .07 .11 — .05 .11
De korrelationer mellan test och kriterier som vi nu granskat är i flertalet fall mycket låga. Endast ett litet antal överstiger värdet 0,40. Där det ver- kar som om bedömarna lyckats differentiera sina omdömen i språklig resp. matematisk—naturvetenskaplig riktning, kan detta spåras även i olikheter i testens korrelationer med resp. omdömen. Även mellan omdömena om yrkesanlag och testresultaten förekommer vissa meningsfulla korrelations- skillnader. På det hela taget är bilden emellertid föga uppmuntrande. Som vi skall se kan många förhållanden ha bidragit till att ge den detta ut- seende.
Bland de omständigheter som minskar korrelationen mellan test och kri- terier kan åtminstone följande fyra huvudgrupper urskiljas.
1. Statistiska faktorer vid jämförelsen. Till denna grupp hänför vi det för- hållandet att en korrelation mellan två variabler blir lägre om den beräknas i en grupp som är relativt homogen i det avseende jämförelsen gäller. Här har alla korrelationer räknats inom varje linje eller gren, därtill inom varje enskild klass för sig. Spridningen i studiebegåvning och yrkesanlag är där avsevärt mindre än i hela materialet, vilket bl.a. bestyrks av de biseriala korrelationerna mellan test och tillhörighet till linjer och grenar som redo- visats i föregående avsnitt. Den relativt starka korrelation som där finns ”undandras” från korrelationerna mellan test och kriterier inom enskilda klasser. Metoder finns för uppskattning av den korrelationsminskning som inskränkt variationsvidd medför, men deras användning är förenad med an- taganden som här är svåra att tillämpa. Man kan dock bestämt hävda att denna faktor är av väsentlig betydelse för korrelationernas storlek.
2. Mätningsfel i betydelsen reliabilitetsbrister hos test och kriterium. Om testen i befintligt skick skall användas för vägledning i individuella fall, finns ingen anledning att statistiskt korrigera för deras reliabilitetsbrister, men däremot kan kriteriernas mätningsfel mycket väl elimineras ur korrela- tionerna. Då kriterierna bygger på många bedömares samlade skattningar, är deras reliabilitet emellertid att döma av Dunérs undersökningar ganska tillfredsställande, och det finns följaktligen ingen anledning anta att denna faktor här mera väsentligt spelar in vad beträffar korrelationernas storlek. Någon korrektion har ej heller gjorts på detta stadium av undersökningen. 3. Konstansbrister hos testen. Sådana kan påverka korrelationerna med 1959 års bedömningar, vilka dock på det hela taget ej synes ge lägre värden än de med testningen samtidiga bedömningarna 1958. Ej heller denna faktor torde böra bedömas som alltför betydelsefull, och i den mån den inverkar är den korrelationssänkning den åstadkommer snarast att betrakta som rättvisande för testens värde.
4. Egentliga validitetsbrister hos kriterier och test. Här skall vi främst fästa uppmärksamheten på att även kriterierna kan ha bristande validitet genom att, bortsett från egentliga mätningsfel (jfr punkt 2), ej registrera de egen— skaper som de avses ge en bild av. När subjektiva bedömningar används
som kriterium, kan de hur eniga bedömarna än är vara missvisande. Lärare och kamrater kan ha en skev uppfattning om vad studiebegåvning är och har uppenbarligen svårt att hålla isär olika sidor av den. Man kan rent objektivt konstatera att sådana kriterier och testen till en viss grad mäter samma saker, men det är svårt att utan vidare tillerkänna bedömningarna vitsord framför testen, om det gäller att avgöra vilket utslag som är det riktigare, t.ex. för lämpligheten på längre sikt.
Fel hos kriterierna verkar i regel korrelationssänkande, men vi kan här ange exempel där felen kan ha verkat i motsatt riktning. Vi har räknat alla korrelationer mellan test och kriterier för pojkar och flickor tillsammans i resp. klasser. Pojkar och flickor skiljer sig tydligt åt i vissa variabler, som framgår av kap. 4. Så är exempelvis fallet med tekniska intressen, som visat hög korrelation med omdömena om matematisk—naturvetenskaplig studie- begåvning. Om bedömarna ansluter sig till den gängse stereotypa uppfatt- ningen att flickor är mindre begåvade än pojkar i detta avseende och in— flueras av om den som skall bedömas är pojke eller flicka, kan detta åstad— komma eller i varje fall förstärka en positiv korrelation mellan kriteriet och dessa intressen, ja överhuvud taget de variabler som uppvisar kraftiga köns- differenser till pojkarnas förmån. Ifall klasserna vore större eller materialet kunde bearbetas sammanslaget, vore det möjligt att i någon mån göra kon- troller på denna punkt, som vi nu bara kan peka på som en tänkbar felkälla i motsatt riktning mot de övriga som diskuterats.
Sammanfattning och slutsatser
I det första avsnittet av detta kapitel kunde vi ge en rätt preciserad bild av möjligheterna att med det använda testbatteriet urskilja särskild begåv- nings- och intresseinriktning hos en elev. I de senare avsnitten har vi fram— lagt mera vaga indicier på att det som testen mäter har betydelse för valet av utbildningslinje på skolans högstadium. Några detaljresultat skall här ej upprepas, utan i stället skall vi söka skissera en ”strategi” för testens an- vändning i samband med studievägledningen. Pågående praktiska försök under de regionala skolpsykologernas ledning torde småningom ge underlag för ett mera definitivt ställningstagande.
Test av verbal, induktiv och spatial natur kan jämsides med Skolbetygen användas för bedömning av en elevs allmänna studiehegåvning.
När det gäller anlagens särskilda inriktning, kan tre huvudriktningar ur- skiljas med de här använda testen (och sannolikt inte väsentligt fler med andra heller), nämligen den verbala, den spatiala och den numerisk-percep— tiva. Profilskillnader av förut stipulerad storlek mellan dessa begåvnings- sidor kan utnyttjas för en grov uppskattning av elevens anlagsinriktning. En mera detaljerad jämförelse, t.ex. mellan de enskilda test som ingår i de olika grupperna, torde böra undvikas.
Intresseprofilen bör begagnas huvudsakligen som samtalsunderlag vid stu- dievägledningen. Faktiska val bör ej grundas på den enbart utan ha stöd i en på anlagsprov och betyg grundad bedömning av allmän studiekapacitet och anlagsinriktning.
För att minska inflytandet av slumpmässiga inflytelser på anlagstesten bör man dela upp testningen på flera tillfällen men vid varje tillfälle låta alla faktorer som skall jämföras i profilen vara representerade, gärna med kortare test än de som nu använts. De sammanlagda resultaten för flera till— fällen tolkas. Vid en sådan uppdelning kan anlagstestningarna också lättare och omärkligare inordnas i det ordinarie skolarbetet. Intet hindrar att så- dana testningar fördelas över flera läsår och inleds redan på mellanstadiet. Intresseundersökningar torde däremot böra uppskjutas till högstadiet.
En sådan serie av rutinmässiga testningar kan för svårbedömda fall ut- nyttjas som första steg i en mera detaljerad individuell anlagsundersökning, där även manuella prov och liknande kan begagnas. Några undersöknings— resultat kan vi tyvärr ej framlägga på denna punkt, eftersom våra testningar av administrativa skäl fått begränsas till gruppmetoder.
Begagnade efter dessa riktlinjer och under skolpsykologers ledning bör testen kunna ge värdefull information för studievägledningen och indirekt även för yrkesvalet.
KAPITEL 12
Individuella differenser och skoldifferentiering
Vi befinner oss nu vid den punkt där det förväntas att vi skall dra de peda- gogiska konsekvenserna av de resultat som vi i det föregående framlagt och i detalj diskuterat från forskningssynpunkt. Det är då skäl att upprepa det som inledningsvis anfördes om differentieringsfrågans mångfasetterade ka- raktär. Den kan ej lösas enbart eller ens huvudsakligen utifrån kännedom om de individuella differensernas art och utveckling. Olika differentierings- modellers effektivitet för kunskapsinhämtande och allmän fostran, deras pedagogiska och administrativa genomförbarhet nämndes som andra bety- delsefulla bestämningsfaktorer. Här vill vi dessutom ytterligare understryka den roll för differentieringen som skolans målsättningar spelar.
Vår uppgift i detta kapitel blir därför inte att skissera en differentierings— modell utan att fästa uppmärksamheten på sådana omständigheter, när det gäller de individuella differensernas utveckling, som förtjänar att beaktas när man tar ställning till differentieringsfrågan.
Som utgångspunkt för diskussionen kan man konstatera att det på den obligatoriska skolans högre stadium föreligger stora skillnader mellan elever— na i fråga om begåvning och skolprestationer, som bör beaktas vid skolarbe— tets uppläggning. En för alla elever gemensam målsättning för kunskaps— inhämtandet är orealistisk. I en skola för alla elever måste det därför på en och samma åldersnivå finnas kurser av olika svårighetsgrad och inriktning. sannolikt även möjligheter till variation av ämncsuppsättningen. Det måste med andra ord förekomma differentiering i den vida bemärkelse vi redan i inledningskapitlet använt begreppet.
Diskussionen börjar när det gäller att ta ställning till hur denna differen- tiering skall utformas. Det som blir en huvudfråga, när problemet betraktas ur differentialpsykologiska synpunkter, är i vilken utsträckning anlag, in- tressen och andra förutsättningar följs åt för olika skolämnen. Är det samma elever som behöver lätta kurser i alla ämnen? Är det samma elever som kan klara svåra kurser över hela linjen? Kan variationerna i ämnesuppsättning kopplas ihop med variationerna i kursernas svårighetsgrad, så att vissa äm— nen ges en huvudsakligen teoretisk utformning och kombineras med svåra kurser, andra ges en icke teoretisk utformning och kombineras med lätta kurser? Den som är förtrogen med enhetsskolediskussionen kan lätt ersätta dessa formuleringar med namn på ämnen och alternativkurser, men vi vill
för att understryka resonemangets generella natur hålla fast vid de allmänna termerna.
Svaren på dessa frågor sammanhänger med förhållandet mellan intra— och interindividuella differenser, som vi för anlagens och intressenas vidkomman- de grundligt studerat i de empiriska delarna av undersökningen. Är skill- naderna inom individerna små i förhållande till skillnaderna mellan indivi- derna överväger argumenten för en generell differentiering som på lika sätt berör kurserna i alla eller flertalet ämnen. Vissa elever kan läsa svåra kur- ser och ämnen över hela linjen, återstoden får hålla sig till de lätta. Är å andra sidan skillnaderna inom individerna stora i förhållande till skillnaderna mellan individerna talar detta för en differentiering som avser enskilda äm- nen eller mindre grupper av starkt samhöriga ämnen men inte hela ämnes- uppsättningen. En icke ringa del av eleverna får därvid möjlighet att läsa kurser av olika svårighetsgrad och inriktning i olika ämnen eller ämnes- grupper.
En annan frågeställning, som vi skall införa innan vi övergår till de empi— riska resultaten, avser de individuella differensernas stabilitet. Är elevernas anlagsmässiga förutsättningar konstanta från år till år och över längre perioder, kan differentieringen göras tämligen definitiv. Förändras många elevers förutsättningar väsentligt från en tidpunkt till en annan, bör diffe— rentieringen av kurser och ämnesuppsättning ej vara fastare än att den kan följa med i förändringarna.
Här är alltså två huvudfrågor beträffande differentieringen som kan be- lysas av undersökningsresultaten, nämligen dess generalitet och dess var- aktighet.
Vi har i kap. 6 funnit att spridningen inom anlagsprofilerna håller sig kring 60 % av den interindividuella spridningen i de undersökta grupperna. Nu innehåller profilerna emellertid ett par grupper av prov som sannolikt är av rätt perifer betydelse för studieprestationerna. Det är de numeriska och perceptiva testen. Om profilspridningen beräknas endast mellan ver- bala, induktiva och spatiala prov, nedgår den till i genomsnitt drygt 40 %.
Det hade varit värdefullt om undersökningen omfattat även objektiva kun— skapstest i olika ämnen, så att en motsvarande uppskattning hade kunnat göras beträffande variationerna i prestationsnivå i exempelvis språk och matematik. En sådan undersökning hade visserligen ej kunnat göras senare än i årskurs 6, eftersom eleverna efter denna årskurs fördelas på olika alternativkurser och även läser något olika åmnesuppsättning. En viss ledning för bedömningen ger korrelationer mellan standardproven i läsning, skrivning och matematik, som beräknats vid lärarhögskolans pedagogisk- psykologiska institution. I årskurs 6 hade resultaten av matematikproven korrelationen 0,58 med skrivningsproven och 0,60 med proven i läsning. Detta är korrelationer av ungefär samma storleksordning som mellan de olika anlagsfaktorerna inbördes.
Vi vill på denna punkt även erinra om de amerikanska undersökningar, citerade 1 kap. 1, som visar att homogenisering av eleverna i ett hänseende, t.ex. efter allmän studielämplighet, kvarlämnar en hög grad av heterogenitet i andra hänseenden, t.ex. i prestationerna i olika skolämnen. Detta samman— hänger med den ofullständiga korrelationen mellan olika prestationer.
Övergången till realskola är ett näraliggande exempel på differentiering med hänsyn till allmänna studieförutsättningar. Fastän ett ofta mycket gott elevurval erhålles, blir misslyckandena vanliga. Många förhållanden spelar därvid in, men till dem som förtjänar att uppmärksammas mer än som van— ligen sker hör sannolikt intraindividuella ojämnheter i elevernas förutsätt- ningar för olika ämnen. Trots vissa kompensationsregler visar flyttnings- bestämmelserna en mycket måttlig tolerans mot elever med starka varia- tioner i studieresultaten från ämne till ämne.
Utifrån dessa resultat och synpunkter drar vi nu slutsatsen att profilvaria- tionerna är tillräckligt stora för att i varje fall utgöra en betydande svårighet vid generell differentiering av eleverna efter genomsnittlig studielämplig— het. Det är troligt att elevernas förutsättningar för de enskilda ämnena bättre tas till vara vid en ämnesvis eller ämnesgruppvis differentiering.
Den andra huvudfrågan som vi nyss urskilde gällde differentieringens var- aktighet. Därvid är prestationernas konstans det ur differentialpsykologiska synpunkter avgörande. Vi har i kap. 10 sett att konstansen för vissa presta— tionstest vid ett års intervall håller sig kring ett medeltal av 0,87, varur dock reliabilitetsbristerna är eliminerade. I profilerna inträffar små förskjut— ningar för praktiskt taget samtliga elever, om också bara hos 10 % av dem mer än två steg genomsnittligt i en niogradig poängskala. Även om konstan- sen inte är påfallande låg, är förändringarna dock så många redan under ett år att man har anledning att ställa sig tveksam till sådana former av diffe— rentiering som är av mera definitiv karaktär eller på annat sätt svår att ändra.
Vi kommer nu till frågan om tidpunkten för differentiering. De resultat i vår undersökning som berör detta problem har redan sammanfattats i kap. 9. Profilspridningen i fråga om anlag visar en ojämn utvecklingskurva un- der mellan- och högstadiet, dock snarare med minskning än med ökning av profilspridningarna med stigande ålder. Profilspridningen utgör förhållan— det mellan intraindividuell och interindividuell spridning. Eftersom man har anledning anta att den interindividuella spridningen absolut taget växer med stigande ålder (jfr kap. 1), innebär profilspridningens nedgång, i den mån denna trots oregelbundenheterna skall anses säkerställd, sannolikt ingen absolut nedgång i de intraindividuella differenserna, utan snarare får de antas hålla sig tämligen oförändrade. Mycket tyder alltså på att möjlig- heterna till ämnesvis differentiering på grundval av anlagen är ungefär lika stora under hela den studerade åldersperioden.
För intressena gav profiljämförelserna helt annorlunda utslag. Där ökar
profilspridningarna från årskurs till årskurs — hos pojkarna hela vägen t.o.m. årskurs 9, hos flickorna i varje fall t.o.m. årskurs 7. Ju äldre eleverna blir desto mera utpräglad blir deras intresseinriktning och desto lättare blir det att fastställa den med hjälp av prov. Vidare kan vi i anslutning till resul- taten i kap. 8 konstatera att sambandet mellan anlag och intressen som är svagt utvecklat i alla årskurser ändå i någon mån växer i de högsta årskur- serna. En differentiering enligt intressemässiga grunder synes därför ej böra ske förrän på ett sent stadium och endast avse breda sektorer av intressen.
Litteratur
Anastasi, A. (1958): Differential psychology, 3. uppl., New York. Bennett, G. K., Seashore, H. G., & Wesman, A. G. (1952) : A manual for the differential aptitude tests, New York. Bradford, E. J. G. (1948) : Symposium on the selection of pupils for different types of secondary schools IV, An experimenter's point of view. Br J Educ. Psychol., 18, sid. 67—86. Chesire, L., Saffir, M., & Thurstone, L. L. (1933): Computing diagrams for the tetra- choric correlation coefficient, Chicago. Cook, W. W. (1951) The functions of measurement in the faciliation of learning. I Lindquist (1951). Cronbach, L. J., & Gleser, G. G. (1959): Interpretation of reliability and validity coefficients, J Educ. Psychol. 50, 1959, sid. 230—237. Dvorak, B. J. (1956): The general aptitude test battery, Personnel and Guidance J, 35, sid. 145—152. Ekman, G. (1947) : Reliabilitet och konstans, Uppsala. Ekman, G. (1952): Differentiell psykologi, Sthlm. Ekman, G. (1957) : Testmetodik, Sthlm. Elmgren, J. (1952) : School and psychology, Sthlm. Gulliksen, H. (1950) : Theory of mental tests, New York. Hörnqvist, K., m.fl. (1956) : F-testet, Sthlm. Lindquist, E. F., utg. (1951): Educational measurement, Washington. McNemar, Q. (1942): The revision of the Stanford-Binet scale, New York. Mosier, C. I. (1951) : Batteries and profiles. I Lindquist (1951). Peel, E. A. (1958) : Pedagogisk psykologi, Sthlm. Segel, D., & Raskin, E. (1955) : Multiple aptitude tests, Los Angeles. Siegel, S. (1956) : Nonparametric statistics, New York. Thurstone, L. L. (1947) : Multiple-factor analysis, Chicago. Waern, Y. (1960): Konstruktion och studier av ett intresseformulär, stenc. lie. avh. Vernon, P. E. (1950) : The structure of human abilities, London.
Tabellbilaga
Tabell A. Reliabiliteten i olika prestationstest
Årskurs 4 5 6 7 8 9 Likheter .................................. P .904 .883 .903 .883 .912 .878 Fl .876 .905 .891 .891 .886 .932 Motsatser .................................. P .858 .867 .850 .870 .890 .897 Fl .852 .890 .860 .862 .888 .892 Bokstavsgrupper ........................... P .811 .853 .886 .899 .905 .937 Fl .881 .871 .885 .896 .900 .920 Figurserier ................................ F .875 .878 .888 .904 .902 .920 F1 .909 .895 .884 .904 .875 .933 Klossar ................................... P .809 .811 .862 .839 .851 .821 Fl .866 .871 .867 .884 .885 .876 Plåtvikning ................................ P .882 .886 .911 .896 .900 .904 Fl .826 .875 .893 .885 .895 .899 Mönster ................................... P .703 .644 .706 .723 .777 .759 Fl .803 .762 .775 .749 .710 .830 Additioner ................................. P .897 .877 .900 .891 .928 .896 F1 .878 .877 .871 .825 .888 .929 Multiplikationer ............................ P .912 .900 .905 .904 .907 .913 Fl .907 .909 .888 .882 .812 .930 Högsta tal ................................. P .841 .830 .908 .744 .874 .904 Fl .867 .825 .912 .818 .853 .852 Lika tal ................................... P .851 .871 .847 .869 .792 .879 F1 .878 .855 .824 .832 .698 .783 Märkning ................................. P .763 .699 .825 .805 .775 .791 Fl .819 .700 .862 .778 .799 .805
Årskurs
4 5 6 7 8 9
Estetiska .................................. P .849 .851 .882 .834 .885 .899 F1 .814 .837 .834 .828 .832 .882
Friluftsbetonade ............................ P .870 .864 .886 .912 .912 .923 Fl .839 .894 .869 .907 .920 .940
Husliga ................................... P .904 .887 .920 .906 .872 .930 Fl .901 .929 .908 .914 .913 .907
Kontorsbetonade ........................... P .897 .859 .868 .883 .862 .893 Fl .875 .873 .891 .852 .863 .830
Praktiska ................................. P .832 .830 .885 .890 .907 .887 Fl .878 .874 .890 .846 .894 .886
Sociala ................................... P .893 .909 .885 .881 .921 .902 Fl .854 .886 .890 .862 .893 .887
Tekniska .................................. P .881 .897 .894 .880 .928 .921 F1 .890 .890 .887 .875 .867 .890
Verbala ................................... P .851 .890 .822 .887 .886 .855
Fl .858 .836 .847 .858 .841 .855
Tabell C. Interkorrelationer mellan prestationslest. Årskurs 4
P oj k a r Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .781 .378 .385 .316 .339 .333 .262 .356 .189 .114 .216 Mo .887 .370 .344 .282 .314 .261 .249 .326 .189 .129 .182 Bo .441 .444 .327 .264 .294 .339 .232 .246 .246 .265 .149 Fi .433 .397 .388 .323 .462 .378 .144 .184 .080 —.028 .190 Kl .370 .339 .326 .384 .474 .477 .166 .191 .127 .083 .112 P1 .371 .361 .348 .526 .561 .480 .088 .113 .013 —.071 .085 Mö .418 .336 .449 .482 .633 .610 .241 .229 .238 .104 .233 Ad .291 .284 .272 .163 .195 .099 .303 .702 .625 .495 .497 Mu .392 .369 .286 .206 .222 .126 .286 .776 .536 .470 .461 Ht .217 .222 .298 .093 .154 .015 .310 .720 .612 .577 .368 Lt .130 .151 .319 —.032 .100 —.082 .134 .567 .533 .682 .326 Mä .260 .225 .189 .233 .143 .104 .318 .601 .553 .459 .405 F li c k 0 r
Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .743 .388 .315 .194 .243 .311 .261 .276 .242 .198 .161 M0 .860 .437 .422 .254 .304 .343 .323 .302 .195 .144 .207 Bo .442 .572 .472 .302 .312 .401 .278 .279 .275 .255 .280 Fi .353 .537 .527 .393 .481 .416 .155 .187 .149 .061 .143 Kl .223 .337 .346 .443 .368 .371 .206 .120 .213 .132 .168 P1 .286 .421 .366 .555 .435 .449 .118 .104 .075 —.023 .113 Mö .371 .486 .477 .487 .445 .551 .343 .396 .312 .330 .333 Ad .298 .424 .316 .173 .236 .139 .408 .721 .558 .537 .504 Mu .310 .385 .312 .206 .135 .120 .464 .808 .505 .528 .488 Ht .278 .257 .315 .168 .246 .089 .374 .640 .569 .666 .336 Lt .226 .189 .290 .068 .151 —-.027 .393 .612 .592 .763 .420 Mä .190 .288 .330 .166 .199 .137 .411 .594 .566 .399 .495
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li - .774 .353 .312 .221 .296 .194 .290 .347 .195 .126 .135 Mo .885 .403 .409 .339 .372 .271 .309 .337 .152 .140 .193 Bo .407 .469 .485 .363 .374 .320 .366 .369 .353 .273 .170 Fi .354 .469 .560 .485 .555 .361 .282 .294 .259 .182 .219 Kl .261 .404 .436 .575 .547 .349 .370 .241 .173 .105 .158 P1 .335 .424 .430 .629 .645 .361 .175 .101 .132 .028 .125 Mö .257 .363 .431 .480 .483 .478 .267 .249 .234 .120 .284 Ad .330 .354 .423 .321 .439 .199 .355 .730 .588 .427 .349 Mu .389 .382 .421 .331 .282 .113 .327 .822 .598 .347 .409 Ht .228 .179 .420 .303 .211 .154 .320 .689 .692 .531 .318 Lt .144 .161 .317 .208 .125 .032 .160 .489 .392 .625 .149 Mä .172 .248 .220 .280 .210 .159 .423 .446 .516 .417 .191
Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .797 .449 .531 .440 .507 .416 .291 .389 .206 .174 .409 Mo .888 .475 .559 .402 .522 .445 .328 .382 .245 .129 .401 Bo .506 .539 .505 .488 .436 .411 .322 .234 .278 .265 .202 Fi .590 .626 .572 .499 .591 .468 .229 .249 .201 .096 .291 Kl .500 .457 .560 .565 .579 .395 .221 .170 .192 .126 .246 Pl .570 .587 .499 .668 .663 .523 .125 .093 .064 .006 .238 Mö .501 .540 .504 .567 .485 .640 .352 .349 .293 .270 .333 Ad .327 .371 .368 .258 .253 .143 .431 .725 .630 .588 .421 Mu .429 .425 .263 .276 .191 .104 .419 .812 .596 .476 .448 Ht .238 .286 .328 .234 .226 .075 .370 .741 .688 .674 .404 Lt .198 .148 .307 .110 .146 .007 .335 .679 .540 .803 .217 Mä .514 .508 .259 .368 .315 .304 .456 .537 .562 .532 .280
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell E. Interkorrelationer mellan prestationstesl. Årskurs 6
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .830 .376 .518 .291 .428 .323 .165 .331 .137 .132 .198 M0 .947 .438 .545 .360 .487 .320 .211 .330 .155 .111 .230 Bo .420 .505 .512 .390 .432 .365 .324 .345 .282 .244 .234 Fi .578 .627 .577 .442 .571 .379 .244 .285 .244 .176 .213 Kl .330 .421 .446 .505 .587 .338 .205 .118 .211 .098 .184 P1 .472 .553 .481 .635 .662 .425 .155 .141 .105 —.018 .103 Mö .405 .413 .461 .479 .432 .530 .353 .355 .282 .199 .395 Ad .183 .241 .363 .273 .233 .171 .443 .794 .682 .592 .519 Mu .366 .376 .385 .318 .134 .155 .444 .880 .571 .525 .469 Ht .151 .176 .314 .272 .238 .115 .352 .754 .630 .681 .597 Lt .151 .131 .282 .203 .115 —.020 .257 .678 .600 .777 .421 Mä .229 .275 .274 .249 .218 .119 .515 .602 .543 .690 .504
Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .792 .511 .374 .352 .474 .241 .294 .269 .213 .172 .310 M0 .905 .604 .453 .397 .501 .337 .335 .287 .217 .129 .323 Bo .575 .692 .557 .478 .499 .359 .353 .294 .267 .202 .236 Fi .421 .520 .630 .453 .587 .339 .204 .148 .117 .150 .122 Kl .400 .460 .546 .517 .595 .379 .178 .114 .091 .137 .076 Pl .531 .572 .561 .661 .676 .473 .212 .081 .083 .097 .130 Mö .290 .413 .433 .410 .462 .569 .338 .208 .333 .256 .347 Ad .334 .387 .402 .232 .205 .240 .411 .669 .616 .433 .485 Mu .302 .328 .332 .167 .130 .091 .251 .761 .439 .354 .320 Ht .236 .245 .297 .130 .102 .092 .396 .691 .488 .637 .514 Lt .201 .153 .237 .176 .162 .113 .320 .511 .414 .735 .361 Mä .354 .375 .270 .140 .088 .148 .425 .560 .366 .580 .428
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .817 .503 .480 .374 .459 .155 .348 .284 .229 .086 .318 M0 .932 .553 .502 .449 .495 .223 .386 .311 .258 .108 .323 Bo .565 .625 .600 .490 .448 .351 .457 .384 .393 .286 .288 Fi .537 .566 .666 .474 .521 .353 .273 .145 .170 .090 .244 Kl .435 .526 .562 .544 .566 .318 .255 .226 .308 .105 .218 P1 .516 .561 .499 .579 .653 .385 .163 .064 .112 .018 .174 Mö .194 .281 .435 .437 .408 .478 .369 .317 .254 .287 .267 Ad .392 .438 .511 .304 .295 .182 .460 .830 .650 .562 .485 Mu .318 .341 .426 .160 .260 .071 .392 .925 .565 .537 .412 Ht .283 .321 .481 .207 .390 .137 .346 .798 .689 .628 .433 Lt .098 .124 .324 .102 .123 .020 .362 .639 .606 .781 .319 Mä .377 .386 .319 .286 .265 .205 .350 .573 .483 .560 .381
Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .852 .452 .474 .322 .415 .177 .230 .321 .088 .044 .244 M0 .972 .475 .495 .367 .466 .236 .173 .267 .053 .020 .158 Bo .506 .540 .552 .463 .502 .265 .365 .353 .261 .155 .204 Fi .528 .561 .613 .497 .496 .310 .163 .181 .102 .073 .180 Kl .363 .420 .520 .556 .614 .377 .201 .063 .117 .048 .101 P1 .467 .534 .564 .555 .694 .389 .105 .063 .077 .061 .029 Mö .217 .294 .323 .377 .463 .478 .310 .186 .233 .223 .280 Ad .268 .205 .425 .189 .235 .123 .394 .729 .570 .415 .311 Mu .362 .306 .397 .203 .071 .071 .229 .855 .494 .405 .346 Ht .103 .063 .305 .119 .138 .090 .298 .694 .582 .573 .306 Lt .051 .024 .180 .084 .056 .071 .282 .501 .473 .695 .137 Mä .293 .193 .244 .215 .122 .035 .367 .388 .418 .384 .170
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell G. Interkorrelalioner mellan prestationstest. Årskurs 8
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .822 .541 .468 .320 .421 .250 .422 .449 .301 .297 .335 M0 .912 .561 .532 .396 .457 .326 .376 .427 .241 .276 .229 Bo .595 .625 .570 .492 .423 .384 .459 .426 .259 .282 .231 Fi .516 .594 .631 .393 .530 .396 .216 .231 .160 .148 .110 Kl .363 .455 .561 .449 .516 .428 .255 .194 .135 .067 .145 P1 .465 .511 .469 .588 .590 .468 .049 .080 -—.025 —.002 .056 Mö .297 .392 .458 .473 .526 .560 .273 .301 .245 .270 .350 Ad .459 .414 .501 .236 .287 .054 .321 .796 .648 .565 .492 Mu .494 .475 .470 .255 .221 .089 .359 .868 .468 .515 .470 Ht .337 .273 .291 .180 .157 —.028 .297 .720 .526 .594 .425 Lt .349 .329 .333 .175 .082 —.002 .344 .659 .608 .714 .448 Mä .398 .276 .276 .132 .179 .067 .483 .580 .551 .516 .572
Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .821 .536 .481 .479 .513 .343 .288 .410 .182 .252 .298 M0 .926 .540 .535 .447 .511 .327 .239 .377 .158 .257 .271 Bo .602 .604 .593 .515 .491 .356 .418 .475 .260 .353 .381 Fi .546 .607 .668 .506 .549 .359 .316 .350 .191 .158 .274 Kl .541 .504 .577 .575 .628 .306 .338 .308 .200 .170 .168 P1 .576 .573 .547 .620 .706 .437 .203 .218 .126 .185 .200 Mö .432 .412 .445 .455 .386 .548 .235 .291 .233 .208 .386 Ad .325 .269 .468 .358 .381 .228 .296 .737 .537 .389 .367 Mu .483 .444 .556 .415 .363 .256 .383 .868 .495 .415 .420 Ht .209 .182 .297 .221 .230 .144 .299 .617 .595 .461 .316 Lt .320 .341 .445 .202 .216 .234 .295 .494 .551 .597 .303 Mä .854 .337 .449 .328 .200 .237 .512 .436 .520 .383 .406
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation. 120
P oj k a r Li Mo Bo Fi Kl P1 Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .800 .440 .506 .383 .375 .258 .336 .432 .253 .223 .232 Me .901 .504 .536 .436 .390 .279 .354 .405 .267 .222 .171 Bo .485 .550 .508 .406 .355 .253 .497 .527 .390 .328 .306 Fi .563 .580 .547 .406 .392 .228 .273 .314 .245 .208 .166 Kl .451 .508 .463 .467 .518 .237 .182 .216 .209 .144 .106 P1 .411 .433 .386 .430 .601 .265 .068 .075 .031 .027 .076 Mö .316 .338 .300 .273 .300 .320 .290 .300 .273 .317 .379 Ad .379 .395 .542 .301 .212 .076 .342 .836 .641 .522 .429 Mu .483 .448 .570 .343 .249 .083 .361 .924 .612 .498 .467 Ht .284 .296 .424 .269 .243 .034 .330 .712 .674 .662 .443 Lt .251 .250 .361 .231 .169 .030 .388 .588 .556 .743 .299 Mä .278 .203 .355 .195 .132 .090 .489 .510 .550 .524 .359
Fl i e k 0 r
Li M 0 Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
Li .833 .508 .464 .327 .371 .352 .410 .497 .331 .357 .326 Mo .914 .561 .529 .380 .445 .426 .466 .524 .359 .384 .375 Bo .549 .619 .629 .521 .523 .462 .463 .505 .361 .454 .285 Fi .498 .580 .679 .475 .524 .438 .302 .413 .284 .257 .272 Kl .362 .430 .580 .525 .662 .463 .229 .271 .232 .301 .212 Pl .405 .497 .575 .572 .746 .500 .240 .262 .175 .198 .184 Mö .400 .495 .529 .498 .543 .579 .388 .377 .385 .396 .358 Ad .441 .512 .501 .324 .254 .263 .442 .787 .609 .511 .480 Mu .534 .575 .546 .443 .300 .287 .429 .847 .584 .58—'! .437 Ht .371 .412 .408 .319 .269 .200 .458 .685 .656 .610 .509 Lt .418 .460 .535 .301 .363 .236 .491 .599 .684 .747 .500 Mä .376 .443 .331 .314 .252 .216 .438 .555 .505 .615 .630
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell I. Interkorrelalioner mellan intressevariabler. Årskurs 4
Pojk a r E F H K P S T V E .299 .626 .638 .521 .644 .462 .702 F .348 .007 .186 .304 .266 .329 .239 H .715 .008 .563 .378 .588 .318 .580 K .731 .211 .626 .509 .603 .448 .655 P .620 .355 .436 .589 .544 .648 .511 S .739 .302 .655 .674 .631 .619 .756 T .534 .376 .356 .504 .757 .698 .627 V .826 .278 .661 .749 .608 .867 .724 Fl i 0 k 0 r E F H K P S T V
E .495 .545 .621 .475 .586 .614 .710 F .599 .190 .375 .509 .464 .542 .502 H .637 .219 .577 .305 .450 .417 .501 K .736 .438 .651 .467 .520 .564 .620 P .562 .594 .343 .533 .545 .651 .442 S .703 .549 .514 .600 .630 .665 .689 T .722 .628 .466 .639 .736 .763 .683 V .850 .592 .571 .716 .509 .804 .783
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
P oj k a r E F H K P S T V E .338 .614 .511 .439 .587 .384 .692 F .394 .158 .261 .332 .321 .260 .306 H .706 .181 .460 .289 .482 .269 .536 K .597 .303 .527 .417 .558 .451 .631 P .524 .392 .337 .494 .434 .510 .335 S .668 .362 .538 .633 .500 .542 .718 T .440 .296 .302 .514 .591 .600 .562 V .796 .350 .604 .722 .390 .799 .629 F li c k 0 r E F H K P S T V
E .352 .432 .431 .440 .532 .465 .652 F .407 .014 .083 .460 .242 .364 .329 H .490 .015 .501 .179 .452 .201 .319 K .504 .094 .556 .343 .568 .453 .409 P .514 .520 .199 .393 .437 .639 .395 S .618 .272 .499 .646 .496 .562 .606 T .540 .408 .221 .514 .624 .633 .553 V .779 .381 .362 .479 .462 .705 .641
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell K. Interkorrelationer mellan intressevariabler. Årskurs 6 P oj k a r E F H K P S T V E .334 .622 .530 .477 .589 .296 .633 F .378 .203 .234 .493 .288 .300 .222 H .690 .225 .519 .390 .590 .232 .523 K .606 .267 .581 .387 .670 .469 .664 P .540 .556 .432 .442 .454 .529 .287 S .667 .325 .654 .766 .513 .497 .671 T .334 .337 .256 .534 .595 .557 .484 V .744 .260 .603 .786 .337 .788 .564 F li e k 0 r E F H K P S T V
E .369 .336 .348 .373 .484 .429 .600 F .434 .009 .218 .470 .322 .383 .312 H .387 .010 .380 .238 .246 .118 .194 K .404 .248 .422 .433 .551 .483 .406 P .433 .534 .265 .486 .402 .554 .337 S .562 .366 .274 .619 .451 .571 .662 T .499 .436 .131 .544 .623 .642 .591 V .715 .363 .221 .467 .388 .763 .682
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
P oj k a r E F H K P S T V E .349 .563 .460 .351 .556 .339 .675 F .400 .155 .295 .316 .371 .238 .368 H .648 .171 .514 .301 .545 .159 .505 K .536 .329 .574 .316 .544 .311 .561 P .408 .351 .335 .357 .360 .478 .156 S .646 .414 .610 .616 .406 .385 .692 T .396 .266 .178 .353 .540 .437 .396 V .785 .410 .563 .634 .187 .783 .448 Fl i c k 0 r E F H K P S T V
E .317 .159 .177 .285 .416 .345 .602 F .366 .017 .033 .344 .271 .331 .268 H .183 .019 .426 .182 .252 .107 .094 K .211 .038 .483 .218 .364 .274 .244 P .34() .394 .207 .257 .284 .593 .200 S .492 .307 .284 .424 .333 .457 .563 T .406 .372 .120 .318 .690 .526 .473 V .714 .304 .106 .285 .234 .654 .546
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell M. Interkorrelationer mellan intressevariabler. Årskurs 8
P oj k är E F * H K P S T V E .223 .494 .419 .337 .611 .387 .732 F .248 .107 .214 .336 .274 .219 .190 H .563 .120 .517 .347 .533 .253 .444 K .480 .242 .596 .439 .601 .387 .526 P .377 .370 .391 .496 .484 .579 .187 S .676 .299 .594 .675 .530 .535 .668 T .427 .239 .281 .433 .630 .580 .421 V .826 .212 .504 .601 .208 .741 .464 F li e k 0 r E F H K P S T V
E .385 .066 .022 .392 .535 .354 .636 F .441 .040 .053 .450 .322 .395 .312 H .076 .044 .419 .114 .230 .088 .051 K .026 .060 * .474 .203 .206 .225 .155 P .455 .496 .126 .231 .389 .661 .340 S .620 .356 .255 .235 .435 .425 .631 T .416 .444 .099 .260 .751 .483 .464 V .761 .354 .058 .182 .392 .728 .544
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
P oj k a r E F H K P S T V E .299 .534 .426 .258 .553 .156 .677 F .328 .175 .227 .369 .206 .189 .303 H .584 .189 .506 .223 .491 —.024 .449 K .476 .250 .556 .197 .517 .131 .513 P .289 .408 .246 .221 .182 .353 .107 S .614 .226 .536 .576 .204 .270 .645 T .171 .205 —.026 .144 .391 .296 .350 V .774 .341 .504 .587 .123 .735 .394 Fl i e k 0 r E F H K P S T V
E .386 .059 .045 .391 .440 .398 .671 F .424 —.002 .101 .403 .278 .379 .380 H .066 —.002 .322 .155 .226 .082 .022 K .053 .114 .371 .112 .214 .194 .184 P .441 .443 .173 .131 .431 .659 .329 S .498 .304 .252 .250 .486 .538 .533 T .450 .414 .091 .226 .743 .606 .488 V .774 .424 .025 .219 .378 .613 .560
Anm. Över diagonalen originalvärden, under diagonalen koefficienter korrigerade för attenuation.
Tabell 0. Korrelationer mellan prestationer och intressen. Årskurs 4
P oj k a r Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
E —.109 —.072 —.060 —.077 —.124 —.075 —.095 ——.081 .056 —.171 —.053 —.039 F .066 .054 .058 .056 —.097 —.008 .047 .178 .148 .111 .037 .13!) H _.069 —.091 .005 ——.012 .055 .012 —.015 —.082 .034 _.188 _.053 —.034 K _.136 —.078 .023 —.017 —.021 —.015 —.085 .004 .068 —.119 .027 -—.039 P .011 .033 —.001 .025 —.O29 .179 .105 _.070 —.013 -—.203 —.095 —.051 S .125 .142 .041 .115 .001 .094 .008 —.025 .023 —.173 —.132 .040 T .279 .272 .147 .243 .034 .276 .127 —.013 .132 —.116 —.070 .088 V .108 .105 .028 .104 —.075 .063 —.031 .036 .137 —.067 —.010 .080 Fli ckor
Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E —.035 —.048 —.080 —.060 —.004 —.048 ——.018 .161 .129 .096 .091 —.016 F .120 .130 .113 .084 .005 .044 .081 .288 .248 .188 .183 .087 H —.281 —.173 —.103 —.090 .010 —.133 —.028 .108 .012 .145 .141 .023 K ——.178 _.192 —.058 _.137 —.045 —.092 —.091 .112 .089 .188 .128 .043 P —.033 —.O38 .008 .093 —.065 .026 .004 .167 .168 .126 .115 .028 S .023 .062 —.O74 —.003 ——.011 —.029 —.034 .175 .099 .111 .075 .032 T .009 —.005 —.001 .100 .009 .044 .012 .219 .174 .163 .168 .030 V .113 .044 —-.003 .031 .022 .001 —.015 .163 .114 .152 .186 —.018
P oj k a r Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
—.163 ——.206 —.093 —.103 ——.121 —.104 ——.062 —.066 —.020 —.099 —.030 ——.056 .041 —.065 .091 ——.062 —.128 —.098 .020 .159 .210 .205 .169 .181 —.156 ——.203 —.036 —.056 —.065 —.064 ——.051 —.030 —.009 —.037 —.005 —.117 ».017 —.047 .075 .067 .030 ——.010 —.O31 .104 .112 .070 .051 —.047 _.066 —.062 —.032 .020 .069 .019 _.007 —.007 ——.041 -—.133 —.118 ——.013 .033 —.019 .019 —.004 —.075 —.052 —-.087 .027 .096 —.028 -—.064 —.064 .319 .213 .148 .186 .124 .154 .076 .101 .181 ——.013 —.O26 —.005 .067 .034 .108 .036 —.015 —.008 .011 .123 .194 .074 .059 —.O25
F1 i e k 0 r Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
damen:
.009 —.005 .051 —.029 _009 .066 .019 .048 .005 .088 .081 .070 .189 .199 .190 .121 .136 .150 .167 .167 .139 .210 .141 .196 ——.195 —.192 —-.113 -—.167 —.111 -—.162 —.112 —.044 _.031 —.030 .005 ——.104 —.063 —.O76 .038 —.049 .017 —.070 —.056 .062 .061 .087 .046 —.071 .165 .162 .168 .091 .068 .155 .054 _.037 —.028 .033 .041 .073 .090 .060 .105 .054 .027 .043 —.085 .006 —.011 —.002 -—.094 .036 .133 .177 .107 .089 .058 .115 .062 .081 .058 .105 .072 .112 .154 .164 .159 .058 .098 .009 .106 .164 .167 .248 .127 .162
Tabell Q. Korrelationer mellan prestationer och intressen. Årskurs 6
P 0 j k a r Li Mo Bo Fi Kl P1 Mö Ad Mu Ht Lt Mä
(lr-ETATWITJFJ
—.l25 —.145 —.013 —.085 —.016 .101 .041 ——.009 _.032 .019 —.059 .033 —.133 —.208 —.045 —.032 —.054 —.080 .045 .174 .124 .212 .104 .195 —.145 —.121 _.094 —.103 .006 .017 -—.074 ——.058 —.093 .006 —.113 —.068 ——.025 .016 .046 .065 .128 .139 .041 .097 .014 .132 —.059 .09—l ——.114 —.127 —.083 -—.000 .088 .085 .122 .028 .034 .084 —.035 .134 .062 .050 ——.051 .049 .094 .123 .024 —.010 —.012 .030 —.104 .078 .224 .245 .091 .220 .230 .209 .177 .147 .187 .126 .064 .186 .122 .186 .119 .144 .081 .167 .075 .158 .167 .164 .029 .156
F I i c k 0 r Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä
cemexmwm
.045 .035 .044 .013 .034 .035 .076 .028 —.089 —.014 —.069 .043 .124 .116 .238 .184 .184 .133 .229 .135 .076 .104 .076 .168 ——.225 ——.218 —.145 —.178 _.019 ——.167 —.007 —.061 -—.103 —.O28 .011 ——.041 —.085 —.055 —.O47 —.030 —.016 -—.086 .022 .109 .053 .080 —.048 —.006 .043 .126 .132 .091 .142 .139 .140 .133 .048 —.024 .055 —.002 .074 .100 .053 —.O43 .014 —.025 .051 .077 .043 .045 .016 .076 .026 .130 .110 .171 .131 .125 .183 .136 .043 .019 ——.011 .054 .160 .179 .147 .080 .068 .027 .145 .178 .034 .125 .033 .140
Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E _.128 —.099 .069 ——.051 -—.049 .012 .015 —.020 .018 .006 .039 .056 F —.025 —-.026 .161 .057 _.005 —.087 .066 .216 .207 .270 .203 .114 H —.191 —.163 —.016 —.092 —.040 —.111 —.022 -—.038 —.003 —.022 .023 _.085 K —.145 —.093 .128 —.055 .007 -—.O91 .021 .133 .167 .109 .144 .015 P —.184 —.163 _.073 -—.063 —.015 .056 .010 —.077 ——.028 —.021 .000 —.O76 S —.O43 _.016 .095 —-—.008 —.002 —.009 —.036 .072 .080 .037 .046 .046 T .141 .152 .152 .154 .150 .228 .060 .135 .141 .077 .071 .124 V .095 .137 .237 .127 .086 .104 .086 .144 .213 .130 .166 .120 Flickor Li Mo Bo Fi Kl P1 Mö Ad Mu Ht Lt Mä E .002 .061 .027 —.023 —.062 .047 .057 _.078 —.028 —.O79 ——.080 .080 F —.058 —.013 .013 .037 .029 .068 .083 .084 .088 .151 .090 .044 H — .296 —.295 ——.196 ——.142 _.024 —.089 —.095 —.115 —.124 —.028 .035 —.154 K —-.251 —.197 —.056 —.004 .014 —.065 ——.005 .066 .007 .069 .173 —.0t'-9 P ——.011 .017 .011 .054 .058 .115 .064 ——.083 ——.104 -—.088 —.010 _.0—19 S .007 .011 _.063 .012 -—.003 —.027 .000 —.005 .018 .018 .010 ——.062 T .019 .063 .099 .128 .113 .13-t .071 .001 .080 ——.070 —.079 .013 V .127 .186 .104 .066 -—.085 —.006 .032 .066 .164 .042 .039 .097 Tabell 5. Korrelationer mellan prestationer och intressen. Årskurs 8 Pojkar Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E —.027 .017 .051 .138 —.014 .187 .167 —.013 —.054 —.035 .001 .104 F .005 —.003 .133 .036 .095 .047 .059 .109 .077 .130 .070 .088 H ——.104 ——.087 —.022 .021 —.015 .023 .006 .024 .052 —.002 ——.007 .017 K —.096 —.097 .086 .021 .028 —.061 _.064 .136 .134 —.038 _.005 .013 P —.169 ——.139 —.013 .034 .148 .189 .009 —.113 —.119 —.181 —.134 _.105 S —.044 ——.022 .061 —.004 .020 .072 .043 .033 .021 —.038 —.041 .034 T .215 .269 .245 .228 .211 .353 .156 .097 .118 —.037 —.004 .064 V .174 .200 .194 .129 .014 .113 .128 .166 .145 .085 .125 .159 Flickor Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E .219 .157 .163 .141 .079 .196 .205 .060 .033 —.043 .058 .219 F .039 .003 .102 .090 .007 .038 .048 .109 .087 .074 .115 .193 H ——.238 —.235 —.142 —.159 —.100 ——.086 —.120 —.070 —.153 —.090 —.137 —.177 K —.094 —.053 .000 .008 .032 —.053 .019 .126 .112 .158 .044 .034 P .212 .209 .129 .158 .102 .168 .112 .107 .048 ——.006 .023 .119 S .145 .098 .105 .056 .022 .071 .031 .073 ——.006 —.021 .038 .035 T .099 .109 .135 .085 .097 .112 .117 .101 .046 .035 .040 .067 V .310 .270 .233 .156 —.009 .105 .134 .197 .193 .076 .179 .226
Pojkar
Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E —.056 —.006 .065 -—.033 -—.011 .002 .129 -—.026 —.060 —.062 .086 .154 F -—.104 —-.103 .115 —.063 —.063 _.102 —.009 .137 .120 .193 .160 .078 H —.153 ——.153 -—.080 —.112 —.154 —.127 —.005 ——.011 ——.038 ——.027 .082 .104 K —.081 .009 .170 .026 —.O23 -—.112 —.024 .181 .133 .127 .187 .135 P ——.068 —.066 —.060 —.093 .017 .061 —.116 —.005 —.062 —.069 —.046 —.101 S —.071 —.061 .031 —.096 —.035 —.114 —.007 .063 .054 —.041 .037 .117 T .291 .321 .233 .203 .251 .301 .163 .172 .220 .068 .133 .068 V .124 .170 .288 .139 .063 .027 .114 .114 .106 .073 .173 .182
Flickor
Li Mo Bo Fi Kl Pl Mö Ad Mu Ht Lt Mä E .271 .375 .320 .358 .249 .324 .346 .136 .177 .084 .194 .183 F .241 .271 .212 .151 .128 .165 .126 .258 .263 .203 .260 .133 H —.226 ——.231 —.212 —.201 ——.214 —.213 —.194 —.174 —.l79 ——.172 —.145 —.103 K —.015 .016 .109 .109 .070 —.022 —.046 .179 .131 .112 .087 .064 P .210 .243 .170 .237 .131 .238 .226 .106 .107 .085 .018 .031 S .148 .201 .159 .208 .080 .070 .028 .078 .093 .070 .017 .062 T .191 .184 .256 .259 .195 .221 .219 .144 .128 .140 .153 .096 V .361 .417 .397 .348 .244 .258 .304 .285 .323 .274 .292 .175
