Файл: Бодалев А. А. Столин В. В.docx

x_гр

S  10,83/50  0,45. Это означает следующее: если гр на i-й пункт более чем 36 испытуемых из 50 ответили «верно», то его нужно отнести к положительному полюсу шкалы социальной желательности, если менее чем 14 ответили «верно» — к отрицательному. Такие пункты должны быть либо полностью исключены из опросника (что редко удается), либо количество положительных и отрицательных пунктов должно быть уравновешено.

Таким образом могут быть отобраны и пункты для шкалы лжи. Суммарный балл по этой шкале распределяется так, как показано на рис. 12. В качестве критерия разделения испытуемых выбирается критическая точка, которая позволяет минимизировать ошибки типа «пропуск» (зачисление лживых испытуемых в число правдивых) и ошибки типа «ложная тревога» (зачисление правдивых в число лживых). Положение критической точки на шкале можно менять в зависимости от баланса цены двух типов ошибок: в некоторых случаях «пропуск» гораздо опаснее, чем «ложная тревога».

Рис. 12. Смещение распределения тестовых баллов по «шкале лжи» к полюсу высоких значений X при инструкции на выполнение теста-опросника с позиции «идеального» человека

Фальсифицирующая инструкция используется также и для исследования степени «скрытности-открытости» формулировок вопросов. Например, испытуемым дается инструкция на симуляцию высокой тревожности по опроснику MAS Ж. Тейлор. В этом случае, как это уже было показано, ответы на многие пункты значимо изменяются. Такие пункты являются слишком открытыми — они информируют испытуемого об измеряемом свойстве и позволяют ему вносить тенденциозные искажения в результаты в своих интересах.

3. С распространением факторного анализа чаще стала применяться стратегия «балансирования социальной желательности». При этом исследователь-психометрист задается целью обеспечить дискриминативную валидность своего теста относительно шкалы «социальной желательности». Это достигается с помощью факторного анализа корреляций между пунктами. Факторный анализ в применении к одномерному тесту-опроснику, как правило, выделяет два фактора: относящийся к самому измеряемому свойству и относящийся к социальной желательности. На рис. 13 схематически представлено факторное пространство для опросника «Склонность к риску».

---

Рис. 13. Иллюстрация рассеяния векторов (., изображающих пункты теста-опросника в пространстве двух факторов: релевантного и иррелевантного. Выше и ниже штриховых линий - области низкой достоверности


Каждый вопрос представлен вектором, задаваемым проекцией на релевантный фактор - Склонность к риску и иррелевантные «Социальное одобрение» и «Социальное порицание». Требование конвергентной валидности по отношению к измеряемому свойству формулируется как требование к пунктам - иметь высокую проекцию (нагрузку) на горизонтальную ось. Дискриминативная валидность по отношению к социальной желательности - это требование иметь пренебрежимо малую нагрузку на вертикальную ось. Очевидно, имеются два способа устранить эффект социальной желательности: либо выкинуть все пункты, нагруженные фактором социальной желательности (выше или ниже штриховых линий, либо уравновесить их количество на полюсах социальной желательности.

Понятно, что при таком способе освобождения от социальной желательности диагностическая шкала всегда оказывается так называемой «ß-шкалой», в отличие от «а-шкал», у которых максимум желательности достигается на одном из полюсов, у «ß-шкал» максимум желательности достигается в «золотой середине», т. е. линия регрессии желательности по «бетта-шкале» оказывается криволинейной (рис. 14). Если применить такой метод к построению опросника «Склонность к риску - Осторожность», то в результате диагностический конструкт автоматически становится «бета-шкалой»: и слишком высокая склонность к риску, и излишняя осторожность - одинаково нежелательны, тогда как оптимум лежит посередине между крайностями.




Рис. 14. Схематическая иллюстрация «-шкалы, связанной с фактором социальной желательности монотонной зависимостью, и ß-шкалы, связанной с этим фактором криволинейно – с максимумом в области «золотой середины»


Из трех перечисленных выше методов первый относится к отсеву испытуемых и требует введения в перечень вопросов для шкалы «лжи». Второй и третий методы позволяют отобрать только такие пункты, которые обеспечивают устранение социальной желательности. Но они, как правило, трансформируют сам конструкт, который обязательно становятся ортогональным к социальной желательности. При необходимости диагностирования свойств, обязательно коррелированных с желательностью, единственный метод состоит в применении шкал коррекции и корректирующих поправок, но и этот метод нельзя считать вполне надежным. Так что диагностика свойств, сопряженных с социальной желательностью, в ситуациях экспертизы всегда рискованна.

---

С другой стороны, в ситуации, когда сам испытуемый заинтересован в точных результатах («ситуация клиента»), психодиагност может пользоваться тестами-опросниками, не опасаясь артефакта социальной желательности.

Обычно в ходе практической проверки достоверности опросника психологу при обработке результатов пилотажного исследования приходится иметь дело с матрицей данных, подобной таблице, представленной на рис.15.

Ключ по шкале лжи L изображен на рис. 15 в виде второго столбца — справа от столбца, содержащего ключ по основной диагностической шкале С. Если в строке k+1 зафиксированы баллы, подсчитанные по основному ключу, то в строке k+2 - баллы, подсчитанные по ключу для шкалы лжи. Баллы Х_k+2 отражают величину тенденции диссимуляции (социальной желательности) у данного испытуемого (низкие значения Х_k+2 отражают тенденцию симуляции асоциальности или агравации - отягощения психической дезадаптации).




Рис. 15 Схематическое представление таблицы «пункты (t) - испытуемые (S)», вектора суммарных баллов Х_k+1, вектора с баллами по шкале лжи Х_k+2, вектора С со значениями ключа по основной шкале, вектора L с ключом по шкале лжи


Для успешного использования шкалы лжи пункты, относящиеся к этой шкале (имеющие ненулевые значения L), должны быть перемешаны в тестовом буклете с пунктами-вопросами, тестирующими основное психическое свойство (в противном случае -если все они собраны вместе - достоверность искусственно возрастает).

Оценка достоверности пунктов достигается с помощью статистической процедуры, аналогичной процедуре измерения внутренней валидности пунктов (надежности-согласованности - см. раздел 3.2): если при измерении внутренней валидности следует прокоррелировать каждую строку 1, 2,..., k со строкой k+l, то при измерении достоверности следует прокоррелировать каждую строку 1, 2,..., k со строкой k+2 (подходят точечно-бисериальный или четырехклеточный коэффициенты корреляции). Наиболее высокие по модулю значения корреляции должны быть получены в этом случае для пунктов, из которых составлена сама шкала лжи (это подтверждает ее консистентность, дифференцирующую силу для данной выборки). Положительная значимая корреляция для г (t

---

_i., Х_k+2) пункта из основной шкалы С_i  О указывает на то, что данный пункт оказывается «прямым» по шкале социальной желательности; отрицательная значимая корреляция указывает на то, что данный пункт является «обратным» по этой шкале.

При подготовке особенно значимого психодиагностического обследования, в котором надо принципиально исключить всякую возможность преднамеренной фальсификации результатов, следует дополнить критерий оценки достоверности с помощью особой шкалы лжи еще одним критерием, основанным на использовании «фальсифицирующей инструкции», Для этого после обычной инструкции той же самой пилотажной выборке психолог дает инструкцию: «А теперь снова выполните задание, но старайтесь описать себя так, чтобы выглядеть максимально благоприятно в глазах большинства других людей». В результате применения такой инструкции психолог получает дополнительную таблицу, аналогичную таблице на рис. 15, только содержащую фальсифицированные данные. В таком случае кроме подсчета очень грубого индекса «желательности» по формуле (3.3.2) у психолога возникает возможность поэлементного сравнения ответов испытуемых на один и тот же вопрос в обычной и фальсифицированной диагностических ситуациях. Очевидно, что недостоверным следует считать вопрос, ответы на который будут изменены в фальсифицированной ситуации в определенном систематическом направлении. Здесь пригодится простейший критерий значимости изменений, основанный на распределении «хи-квадрат» (Рунион Р., 1982, с. 57-61). Для каждого пункта строится четырехклеточная матрица сопряженности:

«После»

+ -

А=40	В=36
С=22	D=48

«До» +

Здесь в клеточке А указана частота сохранения ответа «верно» на некоторый /-и вопрос (из 76 ответивших «верно» таких оказалось только 40 испытуемых), в клеточке В - частота изменения ответа «верно» на ответ «неверно» и т. д. Как видим, смена инструкции привела к значительным изменениям. Но для оценки значимого направления этих изменений автор критерия Макнимар предложил сравнивать между собой по критерию «хи-квадрат» только элементы В и С этой матрицы:



xe

---

² _ ( BC 1)2 (3.3.3) BC

где x_e² - вычисленное эмпирическое значение статистики хиквадрат с одной степенью свободы. Для нашего примера x_e²=2,91, что ниже, чем граничное значение x_гр² =3,84, и, следовательно, нулевая гипотеза об отсутствии значимых направленных изменений не может быть отвергнута - пункт не является значимо нагруженным артефактным фактором социальной желательности и может быть включен в диагностический вариант теста-опросника без изменений.

По результатам такого исследования удобно составить табличку К2: в первом столбце -показатели корреляции пунктов со шкалой лжи, во втором - показатели значимости изменений при переходе к фальсификации. Безусловно достоверными можно считать только те пункты, которые не получили значимых _:коэффициентов ни в первом, ни во втором столбце. Если таких пунктов оказывается слишком мало для составления надежной шкалы и если среди недостоверных пунктов достаточно много таких, которые обладают существенной внутренней (корреляция с суммарным баллом по основной шкале) или внешней (корреляция с критерием) валидностью, то следует прибегнуть к тактике балансирования: ввести в основную шкалу одинаковое количество «прямых» и «обратных» пунктов по шкале социальной желательности так, чтобы все четыре квадранта на рис. 13 были заполнены пунктами равномерно (среди «прямых» по основной шкале было бы поровну «прямых» и «обратных» по желательности, и среди «обратных» по основной - также поровну).

Без указанных предосторожностей тест-опросник неизбежно будет давать систематическое искажение результатов (в сторону повышения или понижения баллов по основной шкале) всякий раз, когда испытуемый будет квалифицировать диагностическую ситуацию как ситуацию экспертизы.

Указанные проблемы и приемы обеспечения достоверности относятся не только к тест-опросникам, но и к другим техникам стандартизованного самоотчета, подверженным мотивационным искажениям. Существует теоретическая возможность преодолеть все эти проблемы. Но на практике это оборачивается огромной эмпирикометодической работой.

Другой путь - управление процессами категоризации в ходе самой диагностики. В так называемой «репертуарной модификации» тест-опросника испытуемому специально предлагают выполнять тест не только от своего имени, но и от имени определенного репертуара ролей: «большинство людей», «моральный человек», «преуспевающий человек» и т. п. (Шмелев А. Г. и др., 1984). Извлечение практических выгод из подобной модификации обусловлено возможностью компьютерной обработки результатов либо сразу же после тестирования, либо даже в ходе самого тестирования (см. раздел 3.6).

---