HORIZONS OF PSYCHOLOGY Valentin BUCIK in Klas BRENK Filozofska fakulteta, Ljubljana STilXminJA OINHIVAIMAK.IA V OIMEirnVKIH TESTIH KEOTEIU^ 08EKK08TKE LASTKOSTI - HIEIMimiCKI POVZETEK psiholoških merskih inštrumentih objektivnega tipa ima respondent na določeno vprašanje možnost izbire ene od dveh ali več danih alternativ. Pri srečanju z nalogami, na katere ne vedo odgovora, različni respondenti reagirajo na različne načine, ki imajo vpliv tudi na končni rezultat v testu. Med različnimi vrstami ti. "odgovornih stilov" je na vidnem mestu tendenca po ugibanju. Upravičeno je domnevati, da med subjekti, ki izražajo različno stopnjo nagnjenosti k ugibanju v objektivnem testu, obstajajo razlike v osebnostni strukturi. V tovrstnem preverjanju pa je potrebno paziti tudi na izenačenost v razvitosti intelektualnih sposobnosti respondentov. Skupina 162 subjektov je reševala objektivni Test poznavanja tujk, saturiran z g-faktor-jem inteligentnosti. Za vsakega respondenta smo eva-luirali število pravilnih odgovorov, število nepravilnih odgovorov in število nalog, pri katerih subjekt ni dal odgovora. Izpolnjevali so tudi Cattellov osebnostni vprašalnik 16-PF. S pomočjo clusterske analize smo grupirali respondente glede na odgovore v vprašalniku 16-PF. Pokazala se je vsebinsko logična solucija s štirimi skupinami subjektov. Največja razlika v količini napačnih in praznih odgovorov na Testu tujk (ob tem, da je količina pravilnih odgovorov - torej stopnja splošne inteligentnosti - izenačena) se je pokazala med tretjim in četrtim segmentom respondentov. Prve smo imenovali "previd-neži", druge pa "hazarderji". Slednji so se, glede na "pre-vidneže", izrazili kot brezskrbnejši, dominantnejši, neo-dvisnejši, odločnejši, manj zanesljivi, bolj avanturistični, spontani in manj inhibirani, s slabšo kontrolo superega, s slabšo samokontrolo in ergično napetostjo in brez večjih občutkov krivde (visok skor na faktorjih A, C, E, F in H ter nizek skor na faktorjih G, O, Q3 in Q4). Tudi razlike med grupama glede na osebnostne faktorje II. reda kažejo enak trend. KLJUČNE BESEDE: osebnostne lastnosti, odgovorni seti, tendenca po ugibanju, testi objektivnega tipa, vprašalnik 16 PF, Cluster analiza Prispevek je bil v obliki posterja predstavljen na 20. Posvetovanju psihologov R Slovenije v Radencih, 23.10.-26.10.1991 ABSTRACT I In the multiple-choice objective cognitive tests of abilities or attainment, different respondents use different response strategies when dealing with items which are too difficult to solve. It is presumed on the basis of previous studies, that subjects who are more prone to guess possess in some way different structure of personality than the ones, who don't answer on too difficult items. But in those studies an important fact was put aside - the fact that the general mental ability of subjects should be controlled when comparing the more prone subjects with the less prone ones regarding guessing. In the present study the Werar-chical clustering approach was applied for the segmentation of the subjects regarding their personality structure. The Foreign Words Knowledge Test (highly saturated with "g") and the Cattell's 16 PFQ were administered in the group of 162 respondents. The hierarchical agglo-merative cluster analysis of subjects on the basis of their responses in the 16 PFQ showed a natural four-cluster solution, that is four segments of respondents. Regarding the amount of the incorrect answers and the unanswered items (with number of the correct answers - i.e. the general intelligence level - balanced), the greatest difference was found between the third and the fourth segment. The former group was called "hazardous" respondents and the latter cluster was identified as "cautious" subjects. In the contrast to "cautious" subjects, the hazarders" were found to be more careless, dominant, self assured, independent and determined, less reliable, more adventurous, spontaneous and uninhibited, with weaker superego strength, feeling of guilt and lower ergic tension (which is all reflected in higher scores on factors A, C, E, F, H and lower scores on factors G, O, Q3 and Q4). The intergroup differences on second-order factors show the same tendency. PSIHOLOŠKA OBZORJA UVOD psiholoških merskih inštrumentih objektivnega tipa, kot so testi "papir-svi-nčnik" za preverjanje znanja, različnih vrst intelektualnih sposobnosti in podobno, ima respondent na določeno vprašanje možnost izbire ene od dveh ali več danih alternativ. Pri tem obstaja l/m možnosti, da ugane pravilno rešitev, tudi če v resnid ne pozna pravilnega odgovora in odgovarja popolnoma na slepo (pri čemer je m število odgovornih alternativ pri nekem vprašanju). Pri srečanju z vprašanji oz. nalogami, na katere ne vedo odgovora, različni respondenti reagirajo na različne načine, ki imajo vpliv tudi na končid rezultat v testu. Med različnimi vrstami t.i. "odgovornih stilov" oz. "odgovornih setov" je vredno na prvem mestu omeniti tendenco po ugibanju oziroma nagnjenost k tveganju.(Rorer, 1965; Cronbach, 1946,1950; Wilde, 1977). Upravičeno je dorrmevati, da med subjekti, ki izražajo različno stopnjo nagnjenosti k ugibanju v objektivnem testu, obstajajo razlike v osebnosti. Osebnostna struktura tistih, ki so bolj nagnjeni k ugibanju v testih, se razlikuje od one pri ljudeh, ki na taka vprašanja ne dajejo odgovorov na slepo. Nekateri strokovnjaki govorijo o nagnjenosti k tveganju kar kot o samostojni osebnostni lastnosti (Dahlback, 1990,1991). Wotaw je v svojih raziskavah (1936 - dtirano po Petz & Žužul, 1987; Zarevski & Rijavec, 1990) prišel do zaključka, da ob navodilu, naj ne ugibajo, dominantni preizku-šand skušajo rešiti pomembno večje število nalog na testu znanja od submisivnih; emodonalno nestabilni, in-tovertni in anksiozni subjekti ter tisti z nizko samooceno puščajo več praznih nalog v testu od ostalih responden-tov. Zaleski (1980) je primerjal grupo "visoko tvegajo-čih" z grupo "nizko tvegajodh" oseb. Za ženske, ki so pripravljene tvegati več, velja višji rezultat na faktoijih E (Dominantnost), H (Parmija), I (Premzija) in M (Autija) in nižji rezultat na faktorju L (Alaksija). Pri moških pa je skupina "visoko tvegajočih" pokazala višji rezultat na faktorjih E in H ter faktorjih A (Ciklotimija) in B (Višja stopnja splošne inteligentnosti) na Cattellovem 16-PF. Nazor (1983) je s primerjavo rezultatov na Domino testu (D-48) ter osebnostnih dimeiizij, kot jih definira Eysen-ckov EPQ prišla do zaključka, da imajo ekstraverti več točnih odgovorov na D-48 kot introverti, nevrotiki več netočnih odgovorov kot stabilni preizkušand ter introverti več izpuščenih odgovorov kot ekstraverti. Petz in Žužul (1987) sta ugotovila, da obstaja nizka povezanost med nekaterimi kriteriji "nagnjenosti k tveganju" in osebnostnimi lastnostmi; edina res konsistentna zveza pa se javlja le na lestvid psihotizma v EPQ. Zanimiv je tudi izsledek o povezanosti stopnje tveganja z dimenzijami impulzivnosti, asertivnosti in manifestne agresivnosti. Zarevski in Rijavec (1990) sta ugotavljala povezanost med nagnjenostjo mladostnikov k ugibanju (število danih odgovorov na 24 nalog izbirnega tipa s štirimi alternativami, pri katerih ni možna pravilna rešitev) ter osebnostnimi lastnostmi glede na Cattellov vprašalnik HSPQ. Po njunih izsledkih so vsi subjekti v povprečju močno nagnjeni k ugibanju pravilnega odgovora. Navodilo, naj ne ugibajo, samo zmanjša, ne pa tudi eUminira to tendenco. Subjekti, ki so večji avanturisti, so manj zavrti in bolj spontani (dimenzija trektija - parmija) ter kažejo večjo nagnjenost k ugibanju pravilnega odgovora. Duric in Kovačevič (1990) sta zakljudla, da so ženske v večji meri kot moški nagnjene k dajanju odgovorov na vprašanja o poznavanju fiktivnega izdelka v anketah raziskovanja trga. Pokazalo se je tudi, da obstaja zveza med splošno mentalno sposobnostjo in tendenco po ugibanju, tako da sposobnejši testirand kažejo večjo nagnjenost k ugibanju kot tnanj sposobni (Swineford & Miller, 1953; Choppin, 1975; Zarevski & Rijavec, 1990). Vendar pa je tudi znano, da so intelektualne sposobnosti in osebnostne karakteristike v določeni medsebojni povezanosti (Momirovič, Ignjatovič, Sipka & Horga, 1986). Zato se zdi, da v tovrstnem preverjanju ni možno raziskovati osebnostnih karakteristik v ožjem smislu v reladji do tendence po ugibanju brez ozira na splošno inteligentnost. Potrebno je torej paziti tudi na izenačenost v razvitosti intelektualnih sposobnosti respondentov, oziroma preverjati odnos med osebnostnimi lastnostmi in nagnjenostjo k ugibanju ob kontroliranju kovariata inteligentnosti. Skušati moramo poiskati optimalno metodo, s katero bi si lahko odgovorili na tako zastavljen problem. ^ Problem pričujoče študije je preveriti ustreznost postopka hierarhične aglomerativne clusterske analize za seg-mentiranje subjektov glede na osebnostne lastnosti in preko teh segmentov poiskati morebitne osebnostne razlike med respondenti, ki na različne nadne reagirajo na pretežke naloge v objektivnem testu, hkrati pa so izenačeni po splošni mentalni sposobnosti. METODA v študiji je sodelovalo 162 preizkušancev. od tega 42 % moškega spola, povprečne starosti 25.9 let (SD = 5.83); I Variable | Neodvisna variablaje tendenca po ugibanju, evaluirana iz rezultatov (iz treh vrst odgovorov) Testa poznavanja tujk (TPT). To je eden od testov splošne informiranosti, ki je bil razvit v Zagrebu in preveden v slovenščino. Test je sestavljen iz 100 nalog. Vsaka naloga predstavlja besedo, ki je tujega izvora (latinskega ali grškega), subjekt pa ima na voljo pet alternativ, domačih besed, med katerimi mora izbrati le eno - tisto, ki je po njegovem mnenju sinonim tej tujki. Čas reševanja testa je 20 minut. Primer naloge iz TPT: PLEONAZEM a) uvidevnost b) zgoščenost c) preobilje d) strahopetnost e) pljučnica Izbor testa je temeljil na dveh razlogih: Vseh 100 nalog v testu je enakega tipa in tako je evaluadja rezultatov (število pravilnih rešitev, število napačnih rešitev in število neodgovorjenih vprašanj) enoznačna. Poleg tega TPT razmeroma visoko korelira z nekaterimi testi inteligentnosti, (z Bujasovim PB-testom za merjenje t.i. "občutljivosti za probleme", (r = 0.56 - Krkovič & Kolesarič, 1970; r =0.49 - Bucik, 1987; r = 0.50 - Bucik & Brenk, 1991), ki je dobra mera G-faktorja (visoka koreladja z Bujas M-serijo (r = 0.81), v kateri multipla koreladja vseh devetih pod-testov z G-faktorjem znaša 0.946 (Krkovič & Kolesarič, 1973)) - navedeni koefidenti korekcije so dobljeni na relativno majnih vzordh). Z določeno mero previdnosti lahko torej zakljuamo, da nam more sam TPT služiti kot mera splošne - "g" inteligentnosti. Odvisna variabla so osebnostne karakteristike, merjene s C-obliko Cattellovega vprašalnika osebnosti 16 PF. HORIZONS OF PSYCHOLOGY Faktorji I. in II. reda so bili izračunani po ključu in prevedeni v standardne vrednosti s transformacijo Standard ten - STEN (M = 5.5, SD = 1; (Cattell, 1962)). POSTOPEK bistrumenta sta bila v zaporedju: najprej TPT in nato vprašalnik 16PF pri vseh subjektih aplicirana v resničnem selekdjskem postopku. S tega vidika se zdi, da je bila motivacijska raven pri reševanju testov relativno visoka. Pri TPT niso subjekti dobili posebej nobenega navodila glede odgovarjanja na tiste naloge, pri katerih ne vedo pravilnega odgovora. Torej je vsak respondent lahko odgovarjal po strategiji, ki si jo je sam izbral. Pri TPT smo za vsakega preizkušanca evaluirali vse tri kriterije: število pravilnih rešitev, število napačnih rešitev in število nalog, na katere preizkušanec ni odgovoril. REZULTATI Take vrste Q-segmentacija je pokazala dovolj jasno številčno izenačeno soludjo štirih dustrov subjektov (glej Sliko 1). 5> Slika 1 Dendrogram združevanja respondentov (N = 162) glede na odgovore v Cattellovem vprašalniku 16 PF (mera podobnosti: kvadrat Evklidske distance; metoda grupiranja: Ward).S pomočjo aglomerativne hierarhične cluster analize smo grupirali respondente po podobnosti na podlagi njihovih odgovorov na vprašalniku 16-PF. Subjekti, ki so odgovarjali na podoben način - torej imajo podobno osebnostno strukturo - naj bi se hierarhično združevali v iste skupine. Kot mero podobnosti smo uporabili kvadrirano Evklidsko distanco, princip združevanja enot v skupine pa je sledil Wardovemu algoritmu minimiziranja variance znotraj skupin in maksimiziranja variance med skupinami na vsaki zaporedni stopnji združevanja (Norušis, 1988; Feriigoj, 1989). Kako so člani vsakega od štirih segmentov odgovarjali na TPT? Dosežke na vseh treh tipih odgovorov kaže Slika 2. ODGOVORI pravilni cdg. napačni odg. brez odg 40 60 80 M (Točke) SEGMENT 1 nn SEGMENT 2 SEGMENT 3 H SEGMENT 4 100 N-168 CNl-39; N2-3O; N3-50; N4.33) Slika 2 Segmenti in rezultati v Testu poznavanja tujk - 4 clusterska solucija. Segmenta 3 in 4 glede na interes v naši študiji izstopata. Izrazito se razlikujeta glede deleža napačnih odgovorov in deleža neodgovorjenih nalog; poleg tega pa sta skoraj izenačena po deležu pravilnih odgovorov. Razmerje med segmentoma 3 in 4 je posebej prikazano na Sliki 3. ODGOVORI pravilni odg, napačni odg. brez odg.! 20 40 60 80 100 M (Točke) ..C3.SEGMENT 3 ..¦i §LSMIM.I.4_.^..., N.63 (N3-50: N4.33) Slika 3 Segmenti in odgovori v Testu poznavanja tujk - 4 clusterska solucija (samo segmenta 3 in 4). PSIHOLOŠKA OBZORJA Ob tem, da sta segmenta izenačena glede na dosežek na testu (torej sta v določeni meri izenačena v splošni inteligentnosti), je v primerjavi s četrtim za tretji segment značilno izpuščanje nalog, ki so zanje pretežke. Zato smo tre^i segment respondentov poimenovali "previdneži", četrtega pa "hazarderji". Na podlagi česa pa so se respondenti pravzaprav združevali v clusterski analizi? Odgovor na to vprašanje nudi primerjava obeh segmentov glede na odgovore v vprašalniku 16-PF. Razlike med njima na faktorjih 1. in II. reda so prikazane na Sliki 4 in Sliki 5. Za lažje branje slik je v Tabeli 1 prikazan krajši opis dimenzij (oz. faktorjev) osebnosti po Cattellu. FAKTORJI I.REDA • A - ^ )- B - • C • E - • F • S - • H - I - L - M - /;:-+ N - • o - +.., \ Ql - Q2 - • Q3 - - ¦ Q4 -LY 1 1 1 N-83 (N3-50; N4.33) 3.5 4 4.5 5 5.5 6 6.5 7 7.5 M (Sten) — SEGMENT 3 + SEGMENT 4 • . P ( 0.05 Slika 4 Opis skupin glede na 16 PF. Faktorji prvega reda - 4 clusterska solucija, samo segmenta 3 in 4. FAKTORJI II.REDA nlska-vlsoka ank. Intro-ekstravert. custven.-odloc. podred.-dominan. -f- N-83 (N3-50: N4-33) 4 4.5 5 5.5 6 6.5 7 ¦ M (Sten) ¦^SEGMENTS + SEGMENT 4 vse razlike - p < 0.05 Slika 5 Opis skupin glede na 16 PF. Faktorji drugega reda ¦ 4 clusterska solucija, samo segmenta 3 in 4. Tabela 1: Dimenzije osebnosti po Cattellu (16PF) - v prevodu T. Lamovec (1980): FAKTORTIII.REDA NIZEK REZULTAT I. Nizka anksioznost II. Introvertnost III. Mehka čustvenost IV. Podredljivost FAKTORJII.REDA_ VISOK REZULTAT Visoka anksioznost Ekstravertnost Toga odločnost Neodvisnost NIZEK REZULTAT A Shizotimija (zadržan, hladen) B Nizka spl.inteligentnost (okoren, počasen) C Šibak ego (čustven, spremenljiv) E Podredljivost (konformist) F Desurgentnost (previden, resen) G Šibak superego (malomaren, nezanesljiv) H Trektija (plašen, nezaupljiv) I Harija (neobčutljiv, realist) L Alaksija (zaupljiv, netekmovalen) M Praksernija (konvencionalen, praktičen) N Neizumetničenosf (preprost, sentimentalen) O Odsotnost tesnobe (zrel, zaupljiv) Ql Konzervativizem (previden, zmeren) ,Q2 Socialna odvisnost (podredljiv, neodločen) Q3 Slaba integriranost (nekontroliran) Q4 Nizka ergična napetost (stabilen, sproščen) LY Nizko motivac.popačenj (iskren) VISOK REZULTAT Ciklotimija (prijazen, pozoren) Visoka spl.inteligentnost (fcister, hiter) Močan ego (zrel, stabilen) Dominantnost (neodvisen, agresiven) Surgentnost (navdušen, živahen) Močan superego (vztrajen, vesten) Farmija spontan, avanturist) Fremzija (občutljiv, odvisen) Protenzija (sumnjičav, nezaupljiv) Avtija (ekscentrik, imaginativen) Sofisticiranost (preračunljiv, prodoren) Tesnobnost (negotov, zaskrbljen) Radikalizem (kritičen, liberalen) Samozadostnost (iznajdljiv, neodvisen) Dobra integriranost (visoko samokontroliran) Visoka ergična napetost (frustriran, napet) e Visoko motivac.popačenje (daje soc. želene odgovore) ZAKLJUČEK Naši rezultati so v glavnem skladni z rezultati predhodnih študij (Wotaw, 1836 - citirano po Petz & Žužul, 1987; Zaleski, 1980; delno tudi Nazor, 1983 ; Zarevski & Rija-vec, 1990), vendar je neposredna primerjava zaradi različnih metodoloških pristopov in instrumentarija problematična. Kljub temu in kljub mnogim očitkom na račun metrijskih karakteristik osebnostnih vprašalnikov (Wilde, 1977) lahko zaključimo, da dejstvo, po katerem različne analize, ki z različnimi raziskovalnimi metodami in instrum-entarijem prihajajo do podobnih rezultatov, kaže na stalen in reliabilen fenomen, to je, da obstajajo razlike med "hazarderji" in "previdneži" glede osebnostnih lastnosti (čeprav ne vedno statistično pomembne) in da je potrebno s problemom uporabe različnih strategij pri srečeva-'nju s "pretežkimi" nalogami v testu zelo resno računati kot z enim od faktorjev, ki sistematično vplivajo na končni rezultat. HORIZONS OF PSYCHOLOGY Faktorji I. reda v 16-PF torej kažejo naslednje osebnostne razlike med segmentoma: "previdneži" so bolj zadržaru, čustveni in spremenljivi, konformni, previdni in resni, plašni in nezaupljivi vendar tudi bolj vztrajni in vestni, negotovi, napeti oz. frustrirani in imajo samega sebe pod močno kontrolo (nizek rezultat na faktorjih A, C, E, F in H ter visok rezultati na faktorjih G, O, Q3 in Q4). "Hazar-derji" pa se, nasprotno, kažejo kot bolj nezanesljivi in nekontrolirani, hkrati pa tudi bolj .zaupljivi, sproščeru, prijazni, stabilni, neodvisni in agresivni, živahni in navdušeni ter spontani. Prav nobenih razlik med grupama ni pri faktorjih B, M, Ql, Q2 in LY, torej v stopnji splošne inteligentnosti, praktičnosti, radikalizmu oz. konzerva-tizmu, sodalru (ne)odvisnosti ter v iskrenosti pri izpolnjevanju vprašalnika 16-PF. ^ Razlike med segmentoma na Cattellovih "superfaktor-jih" prav tako kažejo "hazarderje" kot manj anksiozne in bolj prilagodljive (Faktor I), bolj nagnjene k ekstraverziji (Faktor 11), odločnejše, podjetnejše in "budnejše" (Faktor III) ter bolj neodvisne in dominantne (Faktor IV) od "pre-vidnežev". Nagnjenost k ugibanju je torej ena od osebnostnih črt, ki bi jo morali vzeti v zakup pri aplidranju objektivnih testov izbirnega tipa. Če ne penaEziramo napačnih odgovorov, so "hazarderji" v superiornem položaju glede na "previdneže", saj se z večjim številom odgovorov "na slepo" poveča možnost, da bo kateri od njih tudi pravilen, kar bo vodilo do višjega končnega rezultata. Če pa napačne odgovore na tak ali drugačen nadn odštevamo od končnega rezultata v testu, neodgovorjenih vprašanj pa ne, so "hazarderji" na slabšem, ker s tem kaznujemo njihovo nagnjenost k tveganju, kar ru nujno posledica ad hoc iznajdljivosti ali dosežkarstva, pač pa sestavni del njihove osebnosti, ena od osebnostnih črt. Kako torej rešiti problem ugibanja v objektivnih testih izbirnega tipa? Skoraj nam ne ostane drugega kot da se pridružimo predhodnikom (Wotaw, 1936 - citirano po Zarevski in Rijavec, 1990; Petz, 1978, 1985; Zarevski in Rijavec, 1990) v predlogu, daje najenostavneje striktno zahtevati od vseh respondentov odgovore na vsa vprašanja, ne glede na to, da na katera od vprašanj ne vedo pravega odgovora. Število napačnih in število praziuh odgovorov v nekem objektivnem testu izbirnega tipa sta vendarle posredni meri nagnjenosti k ugibanju aK pripravljenosti na tveganje. Prav tako ni jasnega zagotovila (kot trdita tudi Petz in Žužtil (1987)), da je oseba ob odgovoru, ki se je izkazal za napačnega, zavestno ugibala, ali pa je morda napačni odgovor le posledica napačne percepdje ter ocene lastnega znanja oziroma sposobnosti. Videti je, da je multivariatna segmentacija subjektov preko variabel oz. atributov (za razliko od bolj uveljavljene poti - grupiranja variabel preko subjektov) s pomočjo postopka hierarhične aglomerativne clusterske analize dovolj občutljiva pot za iskanje razlik v osebnostnem profilu med respondenti, ki so bolj ali manj nagnjeni k ugibanju na objektivnih testih izbirnega tipa. Tudi izsledki drugačnih metodoloških pristopov na isti bazi podatkov (Bucik in Brenk, 1992) so glede na pričujočo študijo pokazali skoraj povsem konsistentne rezultate. LITERATURA BUCIK, V. (1987). Metodološki problemi selekcijskega postopka ob vpisu na študij psihologije - pogled nazaj. Anthropos, 1-2, 250-259. BUCIK, V. & BRENK, K (1991). Ali Bujasov "Problemski test" sodi med staro šaro? Pregled nekaterih metrijskih lastnosti testa m določevanje stopnje občutljivosti za probleme. Anthropos, 1-3,213-222. BUCIK V. & BRENK, K (1992). Guessing an answer in objective tests, general mental ability and personality traits according tol6PF questionnaire. (V tisku). CATTELL, R.B. (1962). Sixteen Personality Factor Questionnaire. Manual for forms A and B. Handbook supplement for form C. Illinois: IP AT. CHOPPIN, B. (1975). Guessing the answer on objective tests. British Journal of educational Psychology, 45,206-213. CRONBACH, L.J. (1946). Response sets and test validate. Educational and Psychological Measurement, 6,475-494. CRONBACH, L.J. (1950). Further evidence on response sets and test design. Educational and Psychological Measurement, 10, 3-31. DAHLBACH, O. (1990). Personality and risk-taking. Personality and Individual Differences, 11,1235-1242. DAHLBACH, O. (1991). Accident-proneness and risk-taking. Personality and Individual Differences, 12, 79-85. DURIČ, S. & KOVAČEVIČ, P. (1990). Sklonostdavanju odgovora na "falš" pitanja u zavisnosti od instrukcije i oblasti merenja. Paper presented at X. Psychological meeting "Dani Ramira Bujasa", December 1990. Zagreb (unpublished). FERLIGOJ, A. (1989). Razvrščanje v skupine. Metodološki zvezki, 4. Ljubljana: RIFSPN. KRKOVIČ, A. & KOLESARIČ, V. (1970). Prikaz novog testa za ispitivanje osjetljivosti za probleme. Revija za psihologiju, 1, 73-78. KRKOVIČ, A. & KOLESARIČ, V. (1973). Prilog odredjivanju simptomatske vrijednosti "Problemnog testa" i "M- serije". Stručni skupovi psihologa "Dani Ramira Bujasa" 1970 i 1972. Zagreb: Društvo psihologa SR Hrvatske. LAMOVEC, T. (1980). Eksperimentalni priročnik iz psihologije motivacije, emocij, osebnosti in učenja. Ljubljana: Filozofska fakulteta. MOMIROVIČ, K, IGNJATOVIČ, L, SIPKA, P. & HORGA, S. (1986). Canonical relations between intellectual and personality domains. Revija za psihologiju, 16,21-32. NAZOR, M. (1983). Zavisnost uratka u testu inteligencije odosobi-na ličnosti ispitanika. Primijenjena psihologija, 4,49-53. NORUŠIS, M.J. (1988). SPSS-X (TM) Advanced Statistics Guide. 2nd Edition. Chicago: SPSS inc. PETZ, B. (1978). Penalizirati Hi ne penalizirati pogrešne odgovore u testovima znanja alternativnog tipa. Revija za psihologiju, 8, 49-56. PETZ, B. (1985). O preferiranju odgovora "točno" u testovima znanja tipa "točno - netočno". Revija za psihologiju, 15,49-54. PETZ, B. & ZUŽUL, M. (1987). "Riskiranje" u testovima znanja i neke karakteristike ličnosti. Primijenjena psihologija, 8, 37-42. RORER, L.G. (1965). The great response-style myth. Psychological Bulletin, 63,129-156. SWINEFORD, F. & MILLER, P.M. (1953). Effects of directions regarding guessing on item statistics on a multiple-choice vocabulary test. Journal of Educational Psychology, 44,129- 139. WILDE, G.J.S. (1977). Trait Description and Measurement by Personality Questionnaires, in R.B. CATTELL & R.M. DRE-GER (Eds.), Handbook of Modem Personality Theory. New York: Halsted Press. ZALESKI, Z. (1980). Personality traits in high- and low-risk takers according to R. B. Cattell's 16-factor questionnaire. Polish Psychological Bulletin, 11,191-201. ZAREVSKI, P. & RIJAVEC, M. (1990). Personality correlates of guessing proneness on objective tests. Revija za psihologiju, 20,27-33.