Tutkimuksen edut ja rajoitteet

Suomessa korkeakouluopintojen aloittamisen keski-ikä on 24 vuotta, ja kolmasosa aloittajista on alle 20-vuotiaita (Haapamäki, 2018; OECD, 2014). Ammattikorkeakoulututkinnon suorittaneiden mediaani-ikä on 26 vuotta ja ylemmän korkeakoulututkinnon suorittamisen mediaani-ikä on 28 vuotta (Opetus- ja kulttuuriministeriö, 2019). Aineistomme vastaajien keski-ikä oli 26 vuotta, niin että psykologian opiskelijat olivat nuorimpia (24 vuotta), poliisiopiskelijat seuraavaksi vanhempia (26 vuotta) ja kasvatustieteen opiskelijat vanhimpia (28 vuotta). Aineistomme on iältään hyvin jakautunut verrattuna korkeakouluopiskelijoiden yleiseen aloitus- ja valmistumisikään, mikä tukee tulostemme yleistettävyyttä suomalaisiin vastaaviin aineistoihin.

Suomessa naiset muodostavat enemmistön sekä psykologian, että kasvatustieteen opiskelijoista niin, että psykologian opiskelijoista naisia on noin 80 % ja kasvatustieteiden opiskelijoista 85 % (Keski-Petäjä & Witting, 2018). Poliisiopiskelijoiden sukupuolijakauma on tasaisempi, sillä vuonna 2019 noin puolet aloittaneista opiskelijoista oli naisia (Yle Uutiset, 2019). Aineistossamme

psykologian opiskelijoista ja kasvatustieteen opiskelijoiden sukupuolijakauma on ollut jonkun verran naisvaltaisempi, mitä tilastojen valossa voisi odottaa. Poliisiopiskelijoiden

sukupuolijakauma oli aineistossamme hyvin samansuuntainen kuin todellisuudessa, sillä vastaajista miehiä oli hieman yli puolet ja naisia hieman alle puolet. Näin ollen vaikuttaisi siltä, että tuloksemme ovat hyvin yleistettävissä suomalaisiin poliisiopiskelijoihin, mutta yleistettävyys psykologian opiskelijoiden kohdalla saattaa olla heikentynyt.

Psykologian opiskelijoita otettiin aineistomme keruun aikana loppuvuodesta 2020 sisälle kuuteen eri yliopistoon Suomessa, ja yhteensä aloituspaikkoja oli 270 (Studentum, 2021).

Poliisiammattikorkeakouluun on otettu edellisen viiden vuoden aikana keskimäärin 300–400 opiskelijaa vuodessa, ja vuonna 2020 kasvatustieteen opinnot aloittivat hieman vajaa 2500 opiskelijaa (Polamk, 2021; Studentum, 2020). Tarkasteltuna vuosittaista sisään otettujen opiskelijoiden määrää, kasvatustieteen opiskelijoita emme ole tavoittaneet tutkimukseemme yhtä laajasti, kuin psykologian opiskelijoita ja poliisiopiskelijoita, mikä heikentää tulosten yleistettävyyttä kasvatustieteilijöiden kohdalla.

Aineistomme oli satunnaisesti jakautunut opiskeluvuosittain niin, että psykologian opiskelijoista suurin osa vastaajista oli ensimmäisen vuoden opiskelijoita, poliisiopiskelijoista toisen vuoden opiskelijoita ja kasvatustieteilijöistä neljännen vuoden opiskelijoita. Jokaiselta opiskeluvuodelta saimme vastauksia kaikkien aineistomme opintoalan opiskelijoilta vähintään kymmenesosan ja enintään hieman yli kolmasosan, paitsi kasvatustieteen kuudennen vuoden opiskelijoilta ja neljännen vuoden poliisiopiskelijoilta, joiden vastauksia tuli vielä vähemmän. Näitä paria poikkeusta lukuun ottamatta aineiston jakautuminen opiskeluvuosittain oli tasaista, mikä vahvistaa tulostemme luotettavuutta. Aineistomme sisälsi paljon vastaajia, mikä lisää tulosten luotettavuutta ja yleistettävyyttä. Nummenmaa (2006) suosittelee kyselytutkimuksen otoskooksi 300–1000 vastaajaa, ja vastaajamäärämme ylittää tämän 300 vastaajan alarajan. Vastaajajoukon satunnaisuutta saattaa laskea se, että tutkimukseen ovat voineet vastata erityisesti henkilöt, joilla on kiinnostuneisuutta aihettamme kohtaan.

Kyselylomakkeessamme olisi ollut parannettavaa, sillä se ei ollut täysin validi. Emme voineet tutkia psykologian ja oikeustieteen sivuaineopintojen yhteyttä opiskelijoiden käsityksiin, koska näitä sivuaineita koskevien kysymysten vastaukset viittasivat siihen, että kysymykset oli

ymmärretty väärin. Psykologian opiskelijoista useimmat olivat vastanneet psykologian

sivuainekysymykseen suuria opintopistemääriä, koska he olivat todennäköisesti raportoineet kaikki tekemänsä psykologian opinnot. Halusimme kartoittaa kysymyksellä vain sivuaineopintoja, emme pääaineopintoja. Psykologian opiskelijoiden vastausten huomioiminen olisi aiheuttanut alaryhmien päällekkäisyyttä, mikä olisi vääristänyt tuloksia. Oikeustiedettä sivuaineena

opiskelleiden määrä jäi pieneksi jätettyämme oikeustieteen opiskelijat pois, joten oikeustieteen opintojen yhteyttä käsityksiin ei ollut järkevää tutkia. Emme tutkineet muiden aihepiiriin liittyvien koulutuksien yhteyttä vastauksiin, koska kysymys oli ymmärretty väärin. Monet olivat vastanneet esimerkiksi psykologian opintojensa opintopistemäärän sinne, vaikka näistä opinnoista oli jo kysytty aiemmin. Psykologian ja oikeustieteen sivuaineopintoja sekä muita aihepiiriin liittyviä koulutuksia kartoittavat kysymykset eivät olisi mitanneet sitä, mitä oli tarkoitus. Kysymysten muotoiluja olisi voinut miettiä tarkemmin ja kyselylomakkeen toimivuutta olisi voinut kokeilla jollakin muulla vastaajajoukolla ennen varsinaisen tutkimuksen suorittamista.

Itse väittämien muotoilua jouduimme miettimään, jotta saisimme niistä mahdollisimman

helposti ymmärrettäviä ja yksiselitteisiä. Väittämien ymmärrettävyyttä ja yksiselitteisyyttäkin olisi voinut tutkia muilla vastaajilla ennen varsinaista tutkimusta. Kaikki väittämät eivät valitettavasti mitanneet käsitysten totuudenmukaisuutta yhtä hyvin kuin toiset, sillä osa väittämistä, kuten väittämät, jotka sisälsivät tarkkoja lukuarvoja, mittasivat enemmänkin vastaajien tietämystä tai tiedon määrää käsitysten totuudenmukaisuuden mittaamisen sijaan. On myös mahdollista, että jotkin väittämät on ymmärretty väärin. Väittämien muotoilussa ja kyselyn validiteetissa olisi siis voinut olla parannettavaa. Ongelmallista psykologiaan liittyvien käsitysten tutkimisessa on se, että käsityksiä kartoittavat väittämät eivät aina selkeästi perustu tutkimustuloksiin, ja se, että ne ovat huonosti muotoiltuja, tai vain osittain tosia (Taylor & Kowalski, 2012). On vaikeaa kirjoittaa väittämiä, jotka olisivat selkeästi tosia tai virheellisiä (McKeachie, 1999). Huomasimme samoja ongelmia väittämiä muotoillessamme, koska monista väittämien ilmiöistä, kuten psykopaattien väkivaltaisuudesta, löytyi tutkimustuloksia, jotka osoittivat väittämämme todeksi sekä

tutkimustuloksia, joiden perusteella väittämä ei pitänyt paikkansa, eikä vain asiasta yhtä mieltä olevia tutkimustuloksia. Tämä laskee kyselylomakkeemme validiteettia sekä sitä kautta

tulostemme luotettavuutta.

Kyselylomakkeen vastausvaihtoehtoina oli “Kyllä”, “Ei” ja “En tiedä”. Halusimme laittaa myös “En tiedä” vaihtoehdon, koska pelkät “Kyllä” ja “Ei” vastausvaihtoehdot voivat aiheuttaa vastausten ja tätä kautta virheellisten käsitysten määrän vääristymää, koska vastauksista ei tällöin käy ilmi, edustaako opiskelijan vastaus aitoa tietämystä aiheesta, vaiko tietämyksen puutetta (Taylor &

Kowalski, 2012). “En tiedä” vastausvaihtoehto poistaa arvaamiseen pakottamisen, johon vastaajan on taivuttava, jos hän ei ole varma vastauksestaan (Gardner & Dalsing, 1986).

Vastausvaihtoehtojemme muotoilujen koemme olleen hyvä valinta, koska saimme “En tiedä”

vaihtoehdon avulla enemmän tietoa, kuin pelkkien “Kyllä” ja “Ei” vaihtoehtojen avulla, ja sen lisääminen lisää kyselylomakkeemme validiteettia. Kyselylomaketutkimuksessa tyypillisenä ongelmana on sosiaalisesti suotava vastaaminen, eli vastaaminen oletettujen tutkijan odotusten mukaisesti (Karjalainen, 2015), mutta meidän tutkimuksessamme tämä ongelma on vähäinen, sillä vastaaminen tapahtui melko anonyymisti, koska emme kysyneet vastaajien nimitietoja.

Tämä taas lisää kyselylomakkeemme avulla tapahtuneen tiedonkeruun ja sitä kautta tulostemme luotettavuutta. Kyselylomakkeemme muotoilun uskomme olleen nykyiselle

vastaajajoukolle selkeä. Arvoitu vastausaika kyselyyn oli 10–15 minuuttia. Lyhyen vastausajan etu on se, että mielenkiinto on todennäköisesti pysynyt yllä koko vastausajan, eikä vastauksiin ole tullut virheitä esimerkiksi väsymyksen takia.

Käyttämiemme analyysimenetelmien käytön edellytykset täyttyivät hyvin, lukuun ottamatta yhtä kasvatustieteilijöiden alaryhmälle tekemäämme analyysia. Opintojen vaiheen yhteyttä käsityksiin tarkastellessamme analyysin ja sillä saadun tuloksen luotettavuutta kasvatustieteilijöiden

kohdalla laskee se, että ANOVA: n edellytykset eivät aivan täyttyneet heidän kohdallaan, koska kuudennen tai useamman vuoden kasvatustieteilijöiden alaryhmässä heitä oli vähemmän kuin kahdeksan. Parametristen testien käytön oletukset täyttyivät, koska Gignacin (2019)

periaatteiden mukaiset edellytykset täyttyivät, ja koska “En tiedä” vastauksia lukuun ottamatta muuttujien jakaumat näyttivät silmämääräisesti tarkasteltuina normaaleilta, mikä lisää

analyysiemme ja tulostemme luotettavuutta. Taustamuuttujista yhdeltä opiskelijalta puuttui tieto iästä ja yhdeltä tieto opiskelupaikasta, mutta tällä ei ollut vaikutusta tutkimuksemme tuloksiin, koska emme tarkastelleet iän tai oppilaitoksen yhteyttä käsitysten

totuudenmukaisuuteen.

Analyysiemme ja tulostemme luotettavuutta lisää se, että emme kriminologian opintojen yhteyttä käsityksiin tarkastellessamme laskeneet tilastollisia analyysejä kasvatustieteen

opiskelijoiden kohdalla, ja oikeuspsykologian opintojen yhteyttä käsityksiin tarkastellessamme poliisiopiskelijoiden kohdalla, koska heistä muodostui pienempiä alaryhmiä kuin

riippumattomien otosten t-testi Nummenmaan (2006) mukaan olettaa. Analyysimme ja sitä kautta tulostemme luotettavuutta lisää myös se, että opintojen vaiheen yhteyttä

opiskelualoittain vastauksiin tutkiessamme emme laskeneet tilastollisia analyysejä neljännen vuoden poliisiopiskelijan kohdalla, siitä syystä, että yksisuuntaisen varianssianalyysin

käyttäminen edellyttää Nummenmaan (2006) mukaan vähintään 20 tutkittavan ryhmää.

Eri opiskelualojen välillä havaitsimme tilastollisesti merkitsevän eron oikeissa ja väärissä vastauksissa, mutta tuloksen käytännön merkittävyyttä laskee efektikokojen pienuus, sillä efektikoko ilmaise Nummenmaan (2006) mukaan ilmiön voimakkuutta populaatiossa. Vaikka havaitsimme koko aineiston tasolla, että opintojen vaihe on tilastollisesti merkitsevästi

yhteydessä oikeisiin ja vääriin vastauksiin, tulos ei ole käytännössä merkittävä, sillä efektikoot olivat hyvin pieniä. Havaitsimme opintojen vaiheen yhteyden oikeisiin ja “En tiedä” vastauksiin psykologian opiskelijoiden kohdalla, mutta tämänkin tuloksen merkittävyyttä laskee pieni efektikoko. Poliisiopiskelijoilla havaintomme opintojen vaiheen yhteydestä oikeisiin vastauksiin oli tilastollisen merkitsevyyden lisäksi käytännössä merkittävä, koska efektikoko oli huomattavan suuri. Oikeuspsykologian opinnoilla oli psykologian opiskelijoilla tilastollisesti merkitsevä yhteys oikeisiin, vääriin ja “En tiedä” vastauksiin, ja koska efektikoot olivat suuria, erityisesti oikeiden vastausten osalta, tulos on käytännössä hyvin merkittävä. Kriminologiaa opiskelevilla

psykologian opiskelijoilla kriminologian opinnot olivat tilastollisesti merkitsevästi yhteydessä vain

“En tiedä” vastauksiin, mutta tämän tuloksen osalta efektikoko oli suuri, mikä tekee havainnosta käytännössä merkittävän. Poliisiopiskelijoiden kohdalla havaitsimme tilastollisesti merkitsevän yhteyden kriminologian opintojen ja oikeiden vastausten välillä. Vastaus oli suuren efektikoon vuoksi merkittävä myös käytännössä.

Käytimme Post hoc- vertailuja parivertailuihin tarkastellessamme opiskelualan sekä opintojen vaiheen yhteyttä opiskelijoiden vastauksiin. Näiden vertailuiden ja niiden myötä saamiemme tulosten luotettavuutta heikentää se, että Nummenmaan (2006) mukaan Post hoc- vertailuissa on kasvanut riski tulkita sattumasta johtuva tilastollinen merkitsevyys todisteeksi jonkin ilmiön olemassaolosta, koska hypoteeseja muuttujien yhteyksistä ei ole asetettu etukäteen. Käytimme kuitenkin bonferroni korjauksia tarkastellessamme opiskelualan yhteyttä oikeisiin ja ”En tiedä”

vastauksiin, tarkastellessamme opintojen vaiheen yhteyttä koko aineistossa vääriin ja oikeisiin vastauksiin, tarkastellessamme opintojen vaiheen yhteyttä psykologian opiskelijoilla vääriin ja

”En tiedä” vastauksiin sekä tarkastellessamme opintojen vaiheen yhteyttä poliisiopiskelijoilla ja kasvatustieteen opiskelijoilla oikeisiin ja vääriin vastauksiin, mikä lisää analyysiemme ja

tulostemme luotettavuutta näiden osalta. Bonferroni korjaukset vähentävät Post hoc-

vertailuiden riskiä sattumasta johtuvien yhteyksien tulkitsemiseksi tilastollisesti merkitseviksi (Nummenmaa, 2006). Bonferroni korjaukset nimittäin kasvattavat alkuperäisiä

merkitsevyystasoja niin, että kaikkien merkitsevyystasojen jäädessä alle halutun kriittisen rajan, sattuma ei ole aiheuttanut mitään niistä (Nummenmaa, 2006). Nummenmaan (2006) mukaan alkuperäisten merkitsevyystasojen pitäisi olla huomattavan pieniä alittaakseen rajan myös bonferroni korjauksin.

Emme voi olla varmoja ovatko yksisuuntaisen varianssianalyysin ja riippumattomien otosten t-testin avulla havaitsemamme yhteydet puhtaasti riippumattomien muuttujien aiheuttamia vai onko jokin kolmas tuntematon tekijä voinut selittää havaitsemiamme yhteyksiä muuttujien välillä ja tätä kautta laskea analyysimme ja tulostemme luotettavuutta. Tällaisia mahdollisia tekijöitä ovat Nummenmaan (2006) mukaan vastaajien yksilölliset erot, kuten kyvyt, sekä satunnaisvirhe, jota aiheuttavat kaikki tekijät, joita ei pystytä tutkimuksessa kontrolloimaan.

Tutkimuksemme teoreettinen tausta ei ole niin vahva kuin se voisi olla, koska tutkimuksemme teoriatausta perustuu yhden yhtenäisen taustateorian sijaan moniin eri tutkimustuloksiin, jotka ovat olleet osittain ristiriitaisia. Tämä saattaa laskea tulostemme luotettavuutta. Tutkimuksemme toistettavuus on kuitenkin hyvä, koska kyselylomaketta muokkaamalla voidaan tutkia monia eri aineistoja. Tutkimuksen toistaminen vastaavalla vastaajajoukolla edellyttäisi kyselylomakkeen kysymysten ja väittämien uudelleen muotoilua, jotta kysymykset ymmärrettäisiin

tarkoituksenmukaisella tavalla ja, jotta kysely mittaisi varmasti sitä mitä on tarkoitus. Muilla aineistoilla, kuten vähemmän akateemisilla aineistoilla, kyselylomake vaatisi enemmän muokkaamista, kuten väittämien ilmiöiden ja käsitteiden tarkempaa avaamista.