ВУЗ: Не указан
Категория: Не указан
Дисциплина: Не указана
Добавлен: 06.11.2023
Просмотров: 973
Скачиваний: 3
ВНИМАНИЕ! Если данный файл нарушает Ваши авторские права, то обязательно сообщите нам.
СОДЕРЖАНИЕ
1.3. ПСИХОДИАГНОСТИЧЕСКИЕ ЗАДАЧИ
1.4. ДИФФЕРЕНЦИАЛЬНАЯ ПСИХОМЕТРИКА
1.5. НОРМАТИВНЫЕ ПРЕДПИСАНИЯ РАЗРАБОТЧИКАМ И ПОЛЬЗОВАТЕЛЯМ ПСИХОДИАГНОСТИЧЕСКИХ МЕТОДИК
1.5.2. Требования к пользователям
1.5.3. Использование методик специалистамисмежниками
ГЛАВА 2 ИЗ ИСТОРИИ ПСИХОДИАГНОСТИКИ
2.1. ИЗ ИСТОРИИ ПСИХОЛОГИЧЕСКИХ ТЕСТОВ
2.2. ИЗ ИСТОРИИ ПРОЕКТИВНОГО МЕТОДА
Классификация видов проекции по Холмсу
2.3. ИЗ ИСТОРИИ КОНТЕНТ-АНАЛИЗА КАК ПСИХОДИАГНОСТИЧЕСКОЙ ПРОЦЕДУРЫ
3.1. РЕПРЕЗЕНТАТИВНОСТЬ ТЕСТОВЫХ НОРМ
Рис. 1.Соотношение индивидуальной и общей вариации тестовых баллов
3.4. ТЕХНОЛОГИЯ СОЗДАНИЯ И АДАПТАЦИИ МЕТОДИК
3.5. ПРОГНОЗИРОВАНИЕ И РАСПОЗНАВАНИЕ ОБРАЗОВ
Рис. 16. Зависимость вероятности критериального события р и диагностических параметров X1 и Х2
3.6. ТРЕБОВАНИЯ К ПСИХОМЕТРИЧЕСКОЙ ПОДГОТОВКЕ ПСИХОЛОГА
ГЛАВА 4 ПСИХОДИАГНОСТИКА ЧЕРТ ЛИЧНОСТИ
Рис. 18. Концептуальный куб, иллюстрирующий континуальную модель черты личности
Рис. 21. «Четырехполюсное» описание черт «экстраверсия-нтроверсия» при ортогональных параметрах
Рис. 28. Образец задания из субтеста «Абстрактное мышление» (DAT)
Рис. 29 Образец задания из субтеста «Пространственные отношения» (DAT)
Рис. 30. Образец задания из субтеста «Техническое мышление» (DAT)
5.4. ОБЛАСТИ ПРИМЕНЕНИЯ ТЕСТОВ СПОСОБНОСТЕЙ
6.2. ИЗМЕРЕНИЕ МОТИВАЦИИ ДОСТИЖЕНИЯ
Рис. 31. Зависимость Та от силы мотивов Мs и MAf и от субъективной вероятности успеха Ps
6.3. ОПРОСНИК ДЛЯ ИЗМЕРЕНИЯ ПОТРЕБНОСТИ В ДОСТИЖЕНИИ
Таблица 9 Результаты кроссвалидизации тест-опросника
Образец матрицы поведения ребенка
Матрица игры «Дилеммы узников» Выбор игрока Б
7.2. СОВМЕСТНЫЙ ТЕСТ РОРШАХА ДЛЯ ДИАГНОСТИКИ НАРУШЕНИЙ СЕМЕЙНОГО ОБЩЕНИЯ
Обработка данных СТР (на поведенческом уровне)
ГЛАВА 8 ПСИХОДИАГНОСТИКА ИНДИВИДУАЛЬНОГО СОЗНАНИЯ
Рис. 32. Способ последовательного вызывания конструктов и элементов
Рис. 35. Монолитная —(а), артикулированная - (б) и фрагментарная - (в) системы конструктов
ГЛАВА 9 ПСИХОДИАГНОСТИКА САМОСОЗНАНИЯ
9.2. МЕТОДИКИ ПСИХОДИАГНОСТИКИ САМОСОЗНАНИЯ
9.4. МЕТОДИКА УПРАВЛЯЕМОЙ ПРОЕКЦИИ
9.6. МЕТОДИКА КОСВЕННОГО ИЗМЕРЕНИЯ СИСТЕМЫ САМООЦЕНОК (КИСС)
Рис. 37. Параметры методики КИСС
Рис. 38. Графическое изображение индивидуальной обработки КИСС
а < Хb, то ранговая корреляция «тест -ретест» окажется слишком слабой, и это доказывает неправомерность использования «лобовой» методики для статического прогноза. Другой возможный источник нестабильности ранговой шкалы (порядковой шкалы теста) обусловлен в данном примере зависимостью уровня интереса к предметной области от уровня знаний о предмете. В ходе обучения в вузе студенты приобретают более детальные знания о предмете, о своей успешности в освоении специальности, и от этого уровень интереса может существенно изменяться. Конечно, этот фактор - в отличие от фактора фальсификации - действует на более длительных промежутках времени. И здесь опять же требуются специальные измерения ретестовой устойчивости для применения статического прогноза.
Приведенный выше пример показывает, что в некоторых случаях целесообразно начинать решать проблемы психопрогностики без всякого привлечения внешней по отношению к тесту критериальной информации, т. е. средствами проверки надежности, но не средствами проверки валидности. Если уже таким способом будет получен отрицательный результат, то заведомо будет получен и для измерения валидности статического прогноза (вспомним основной принцип: валидность методики не превышает ее надежность).
Однако надежность лишь необходимое, но, естественно, недостаточное условие прогностической валидности. Можно убедиться в высокой устойчивости тестового показателя на длительных промежутках времени, но из этого вовсе не следует, что будут получены значимые линейные корреляции этого показателя с требуемым критерием валидности -эффективности.- корреляции, оправдывающие статический прогноз.
Как правило, на основе диагностики принимаются решения, которые соотносятся между собой как события на шкале наименований или на шкале порядка. Каким образом учитываются сегодня при приеме в вуз показатели школьной успеваемости абитуриентов? Существуют три варианта, три градации, соотносимые друг с другом по шкале порядка: выпускникам школы - медалистам предоставляются льготные условия (при успехе на первом экзамене от остальных вступительных экзаменов медалист освобождается), лица с удовлетворительным средним баллом допускаются к конкурсным вступительным экзаменам и сдают все экзамены; наконец, лица с неудовлетворительным средним баллом могут вообще не допускаться к вступительным экзаменам. На этом примере видно, что средний балл аттестата используется как некоторый показатель «теста», в соответствии с которым абитуриентов разделяют на три категории, по отношению к которым неявно применяется «порядковый» прогноз: предполагается, что медалисты будут успешнее обычных выпускников школ, а обычные выпускники - успешнее тех, кто учился в школе очень слабо.
«Порядковый» прогноз сохраняет свою эффективность не только в статических условиях, но и в условиях таких динамических изменений объектов прогнозирования, при которых порядковая структура оказывается неизменной. Предположим, что в: ходе обучения в вузе все студенты по мере более глубокого ознакомления с предметом испытывают нарастающий интерес к своей специальности, но если порядковая структура сохраняется (Ха продолжает превышать Xb, несмотря на то что Xb приближается к Ха), то «порядковый» прогноз все равно остается корректным.
Линейные и порядковые прогностические стратегии на практике применяются не к одномерным, а к многомерным данным. Среди математических моделей прогнозирования до сих пор наибольшей популярностью пользуются относительно простые (а иногда и неоправданно упрощенные) регрессионные модели.
При этом для многомерного случая задача психометриста сводится к построению уравнения множественной регрессии:
Y= ß1X1+ ß2X2…..+ ßiXi+ ßkXk (3.5.1)
где Y- прогнозируемая переменная (критерий прогностической
ва-лидности);
Xi - значение i-го тестового показателя из рассматриваемой батареи тестовых показателей; ßi, - значение весового коэффициента, указывающего, на сколь-
ко (в единицах стандартных отклонений) изменяется прогнозируемая переменная при изменении тестового показателя Xi.
Для составления указанного уравнения требуется произвести «упреждающее» измерение тестовых показателей по отношению к критериальному показателю Y, измерение которого производится по истечении некоторого отрезка времени T, называемого в прогнозировании периодом упреждения.
Общая эффективность прогноза на основе регрессионного уравнения оценивается с помощью подсчета коэффициента множественной корреляции R2 (Суходольский Г. В., 1972) и последующей оценки его значимости по критерию Фишера:
2
R (N K 1)
Fe 
2)(K 1) (3.5.2)
(1 R
где Fe - эмпирическое значение статистики Фишера со степенями свободы V1 = k и У2 = N-k; N— количество индивидов; k - количество тестовых показателей.
Не следует забывать, что основой применения этой модели прогноза является экстраполяция - предположение о том, что на новом отрезке времени T’ будут действовать те же тенденции связи переменных, что и на отрезке T, на котором прежде измерялись весовые коэффициенты ß
i. Не следует также забывать, что корректность прогноза обусловлена периодом упреждения: для больших (или меньших) T использование уравнения (3.5.1) может оказаться некорректным.
Прогностические возможности указанного метода ограничены однократностью измерения тестовых показателей .X1, Х2 ..., Xk. В силу однократности измерения этот метод оказывается эффективным опятьтаки только по отношению к самым универсальным и статическим показателям (таким, например, как интегральные свойства темперамента или нервной системы), обеспечивающим очень грубый, вероятностный, приближенный прогноз.
В некоторых случаях эффективность этого метода может существенно повыситься, если использовать хотя бы двукратное (с небольшим интервалом в две-три недели) измерение системы показателей Х1 Х2,..., Xk. Уже таким способом можно, например, учесть вклад фактора «усвоение знаний» в прогнозирование мотивационной вовлеченности (уровня интереса) студента в свою специальность. Повторное измерение (например, через месяц после начала обучения в вузе) позволяет выявить, в каком направлении действует фактор «усвоение знаний» в своем влиянии на уровень интереса данного студента: может оказаться, что в результате разнонаправленного действия этого фактора немало пар студентов уже через месяц поменяются местами в ранговом ряду по уровню интереса (Ха< Хb). В этом случае в уравнение (3.5.1) целесообразно ввести не статический показатель Xi a простейший ди-
t1 Xit0 . Кроме того, не исключена намический показатель Хi, = Xi возможность одновременного использования в уравнении (3.5.1) и статических Xi. и динамических Хi. показателей; тогда разработанная модель прогноза будет учитывать как достигнутый уровень (экстраполировать статику), так и намечающиеся тенденции (экстраполировать тенденции).
Приведем еще один содержательный пример. Многочисленные эмпирические исследования по прогнозированию супружеской совместимости (Обозов Н. Н., 1979) показали неудовлетворительно низкий уровень надежности прогноза на основе таких показателей, как однократно измеренный уровень сходства (темперамента, мотивов, интересов, ценностных ориентации) или взаимодополнительности психических свойств будущих супругов. Но эту надежность можно существенно повысить, если ввести в уравнение (3.5.1) показатели типа Х.. В данном случае содержательно-психологический смысл этих показателей будет заключаться в следующем: они указывают на то, в каком направлении действует на уровень сходства (совместимости) опыт взаимодействия будущих супругов. Потенциально несовместимые супруги в ходе взаимодействия (за период помолвки), как правило, дивергируют в своих показателях (например, имеющиеся незначительные акцентуации характера взаимно усиливаются). И наоборот, потенциально совместимые супруги могут очень быстро конвергировать: оказывается достаточным проведение одного-двух обсуждений с участием психолога по спорным вопросам, чтобы сблизиться в представлениях о желаемом семейном укладе и образе жизни.
Более сложные математические методы прогнозирования (например, учитывающие циклическую динамику объектов) пока еще редко используются в психодиагностике, так как требуют частых многократных измерений системы тестовых показателей, что оказывается невозможным по чисто практическим причинам. Тем не менее уже сегодня можно твердо констатировать недостаточность линейных моделей прогнозирования. Для ознакомления с рядом других подходов к прогнозированию мы рекомендуем психологам обратиться к руководству «Рабочая книга по прогнозированию» (М., 1982).
Остановимся теперь более подробно на подходе, который ныне представляет собой реальную альтернативу ограниченным линейным статистическим моделям и позволяет строить эффективный прогноз для более сложных зависимостей между прогнозируемыми (зависимыми) и прогнозирующими (независимыми) переменными. Этот подход, по традиции, принято называть распознаванием образов, так как разработка его математического аппарата была во многом стимулирована инженерными задачами конструирования искусственных систем зрения, слуха, других органов чувств (Распознавание образов. М., 1970).
В психодиагностике роль «элементарных сенсорных данных» выполняют первичные тестовые показатели X1 Х2,..., Xk, а роль «образа» (выходного сигнала системы) - соответствующая диагностическая категория. Таким образом, по существу, распознавание образов16 и есть диагностика в широком смысле.
Поясним специфику подхода на простейшем схематическом примере. Пусть Ру -вероятность такого типового критерия оценки студентов, как успеваемость, Х1 - уровень интереса к специальности, выявленный у абитуриента, Х2 - уровень его знаний о специальности.
На рис. 16 точки X1 = 0 и Х2 = 0 - медианные значения соответствующих тестовых показателей. В данном упрощенном примере в статусе «образа» выступает каждый из четырех квадрантов диагностического пространства. Для предсказания Ру мы не можем построить линейной комбинации Х1 и Х2, какие бы коэффициенты ß1, и ß2 мы ни взяли. Для предсказания Рy мы должны зафиксировать попадание индивида в заданную область пространства параметров. «Образ», или диагностическая категория, и есть на геометрическом языке определенная область в пространстве параметров.
Приведенный выше пример показывает, что в некоторых случаях целесообразно начинать решать проблемы психопрогностики без всякого привлечения внешней по отношению к тесту критериальной информации, т. е. средствами проверки надежности, но не средствами проверки валидности. Если уже таким способом будет получен отрицательный результат, то заведомо будет получен и для измерения валидности статического прогноза (вспомним основной принцип: валидность методики не превышает ее надежность).
Однако надежность лишь необходимое, но, естественно, недостаточное условие прогностической валидности. Можно убедиться в высокой устойчивости тестового показателя на длительных промежутках времени, но из этого вовсе не следует, что будут получены значимые линейные корреляции этого показателя с требуемым критерием валидности -эффективности.- корреляции, оправдывающие статический прогноз.
Как правило, на основе диагностики принимаются решения, которые соотносятся между собой как события на шкале наименований или на шкале порядка. Каким образом учитываются сегодня при приеме в вуз показатели школьной успеваемости абитуриентов? Существуют три варианта, три градации, соотносимые друг с другом по шкале порядка: выпускникам школы - медалистам предоставляются льготные условия (при успехе на первом экзамене от остальных вступительных экзаменов медалист освобождается), лица с удовлетворительным средним баллом допускаются к конкурсным вступительным экзаменам и сдают все экзамены; наконец, лица с неудовлетворительным средним баллом могут вообще не допускаться к вступительным экзаменам. На этом примере видно, что средний балл аттестата используется как некоторый показатель «теста», в соответствии с которым абитуриентов разделяют на три категории, по отношению к которым неявно применяется «порядковый» прогноз: предполагается, что медалисты будут успешнее обычных выпускников школ, а обычные выпускники - успешнее тех, кто учился в школе очень слабо.
«Порядковый» прогноз сохраняет свою эффективность не только в статических условиях, но и в условиях таких динамических изменений объектов прогнозирования, при которых порядковая структура оказывается неизменной. Предположим, что в: ходе обучения в вузе все студенты по мере более глубокого ознакомления с предметом испытывают нарастающий интерес к своей специальности, но если порядковая структура сохраняется (Ха продолжает превышать Xb, несмотря на то что Xb приближается к Ха), то «порядковый» прогноз все равно остается корректным.
Линейные и порядковые прогностические стратегии на практике применяются не к одномерным, а к многомерным данным. Среди математических моделей прогнозирования до сих пор наибольшей популярностью пользуются относительно простые (а иногда и неоправданно упрощенные) регрессионные модели.
При этом для многомерного случая задача психометриста сводится к построению уравнения множественной регрессии:
Y= ß1X1+ ß2X2…..+ ßiXi+ ßkXk (3.5.1)
где Y- прогнозируемая переменная (критерий прогностической
ва-лидности);
Xi - значение i-го тестового показателя из рассматриваемой батареи тестовых показателей; ßi, - значение весового коэффициента, указывающего, на сколь-
ко (в единицах стандартных отклонений) изменяется прогнозируемая переменная при изменении тестового показателя Xi.
Для составления указанного уравнения требуется произвести «упреждающее» измерение тестовых показателей по отношению к критериальному показателю Y, измерение которого производится по истечении некоторого отрезка времени T, называемого в прогнозировании периодом упреждения.
Общая эффективность прогноза на основе регрессионного уравнения оценивается с помощью подсчета коэффициента множественной корреляции R2 (Суходольский Г. В., 1972) и последующей оценки его значимости по критерию Фишера:
2
R (N K 1)
Fe
2)(K 1) (3.5.2) (1 R
где Fe - эмпирическое значение статистики Фишера со степенями свободы V1 = k и У2 = N-k; N— количество индивидов; k - количество тестовых показателей.
Не следует забывать, что основой применения этой модели прогноза является экстраполяция - предположение о том, что на новом отрезке времени T’ будут действовать те же тенденции связи переменных, что и на отрезке T, на котором прежде измерялись весовые коэффициенты ß
i. Не следует также забывать, что корректность прогноза обусловлена периодом упреждения: для больших (или меньших) T использование уравнения (3.5.1) может оказаться некорректным.
Прогностические возможности указанного метода ограничены однократностью измерения тестовых показателей .X1, Х2 ..., Xk. В силу однократности измерения этот метод оказывается эффективным опятьтаки только по отношению к самым универсальным и статическим показателям (таким, например, как интегральные свойства темперамента или нервной системы), обеспечивающим очень грубый, вероятностный, приближенный прогноз.
В некоторых случаях эффективность этого метода может существенно повыситься, если использовать хотя бы двукратное (с небольшим интервалом в две-три недели) измерение системы показателей Х1 Х2,..., Xk. Уже таким способом можно, например, учесть вклад фактора «усвоение знаний» в прогнозирование мотивационной вовлеченности (уровня интереса) студента в свою специальность. Повторное измерение (например, через месяц после начала обучения в вузе) позволяет выявить, в каком направлении действует фактор «усвоение знаний» в своем влиянии на уровень интереса данного студента: может оказаться, что в результате разнонаправленного действия этого фактора немало пар студентов уже через месяц поменяются местами в ранговом ряду по уровню интереса (Ха< Хb). В этом случае в уравнение (3.5.1) целесообразно ввести не статический показатель Xi a простейший ди-
t1 Xit0 . Кроме того, не исключена намический показатель Хi, = Xi возможность одновременного использования в уравнении (3.5.1) и статических Xi. и динамических Хi. показателей; тогда разработанная модель прогноза будет учитывать как достигнутый уровень (экстраполировать статику), так и намечающиеся тенденции (экстраполировать тенденции).
Приведем еще один содержательный пример. Многочисленные эмпирические исследования по прогнозированию супружеской совместимости (Обозов Н. Н., 1979) показали неудовлетворительно низкий уровень надежности прогноза на основе таких показателей, как однократно измеренный уровень сходства (темперамента, мотивов, интересов, ценностных ориентации) или взаимодополнительности психических свойств будущих супругов. Но эту надежность можно существенно повысить, если ввести в уравнение (3.5.1) показатели типа Х.. В данном случае содержательно-психологический смысл этих показателей будет заключаться в следующем: они указывают на то, в каком направлении действует на уровень сходства (совместимости) опыт взаимодействия будущих супругов. Потенциально несовместимые супруги в ходе взаимодействия (за период помолвки), как правило, дивергируют в своих показателях (например, имеющиеся незначительные акцентуации характера взаимно усиливаются). И наоборот, потенциально совместимые супруги могут очень быстро конвергировать: оказывается достаточным проведение одного-двух обсуждений с участием психолога по спорным вопросам, чтобы сблизиться в представлениях о желаемом семейном укладе и образе жизни.
Более сложные математические методы прогнозирования (например, учитывающие циклическую динамику объектов) пока еще редко используются в психодиагностике, так как требуют частых многократных измерений системы тестовых показателей, что оказывается невозможным по чисто практическим причинам. Тем не менее уже сегодня можно твердо констатировать недостаточность линейных моделей прогнозирования. Для ознакомления с рядом других подходов к прогнозированию мы рекомендуем психологам обратиться к руководству «Рабочая книга по прогнозированию» (М., 1982).
Остановимся теперь более подробно на подходе, который ныне представляет собой реальную альтернативу ограниченным линейным статистическим моделям и позволяет строить эффективный прогноз для более сложных зависимостей между прогнозируемыми (зависимыми) и прогнозирующими (независимыми) переменными. Этот подход, по традиции, принято называть распознаванием образов, так как разработка его математического аппарата была во многом стимулирована инженерными задачами конструирования искусственных систем зрения, слуха, других органов чувств (Распознавание образов. М., 1970).
В психодиагностике роль «элементарных сенсорных данных» выполняют первичные тестовые показатели X1 Х2,..., Xk, а роль «образа» (выходного сигнала системы) - соответствующая диагностическая категория. Таким образом, по существу, распознавание образов16 и есть диагностика в широком смысле.
Поясним специфику подхода на простейшем схематическом примере. Пусть Ру -вероятность такого типового критерия оценки студентов, как успеваемость, Х1 - уровень интереса к специальности, выявленный у абитуриента, Х2 - уровень его знаний о специальности.
На рис. 16 точки X1 = 0 и Х2 = 0 - медианные значения соответствующих тестовых показателей. В данном упрощенном примере в статусе «образа» выступает каждый из четырех квадрантов диагностического пространства. Для предсказания Ру мы не можем построить линейной комбинации Х1 и Х2, какие бы коэффициенты ß1, и ß2 мы ни взяли. Для предсказания Рy мы должны зафиксировать попадание индивида в заданную область пространства параметров. «Образ», или диагностическая категория, и есть на геометрическом языке определенная область в пространстве параметров.