Файл: Бодалев А. А. Столин В. В.docx

ситуация вполне закономерна, желательна и никак не является артефактом - следствием дефекта их диагностического средства. Согласно К. Спенсу, пытавшемуся перенести на человеческое поведение теорию научения Халла, MAS измеряет общий уровень драйва - неспециализированного побуждения, которое достигает максимума как раз при сочетании нейротизма (специфическая активация по Г. Айзенку) и интро-версии (неспецифическая активация)



Рис. 10. Векторная модель соотношения показателя «Тревожность» по тест-опроснику MAS с факторами тест-опросника EPI

Таким образом, вовсе не всегда краткие названия тестов однозначно выражают теоретический статус диагностического конструкта - понятия об измеряемом свойстве.

Конвергентная и дискриминантная валидность. От того, как психолог определяет диагностический конструкт, зависит стратегия включения в тест определенных пунктов. Если Айзенк определяет свойство «нейротизм» как независимое от экстраверсии-интроверсии, то это означает, что в его опроснике примерно поровну должны быть представлены пункты, с которыми будут соглашаться невротичные интроверты и невротичные экстраверты (векторы этих пунктов должны быть примерно поровну распределены в правом и левом нижних квадрантах; см. рис. 10).-Если же на практике окажется, что в тесте будут преобладать пункты из квадранта «Нейротизм-Интроверсия», то, с точки зрения теории Айзенка, это означает, что фактор «нейротизм» оказывается нагруженным иррелевантным фактором - «интроверсией». (Точно такой же эффект возникает, если появится перекос в выборке - если в ней будет больше невротичных интровертов, чем невротичных экстравертов.)

Для того чтобы не сталкиваться с такими сложностями, психологи хотели бы иметь дело с такими эмпирическими показателями (пунктами), которые однозначно информируют только об одном факторе. Но это требование реально никогда не выполняется: всякий эмпирический показатель оказывается детерминированным не ; только тем фактором, который нам нужен, но и другими - иррелевантными задаче измерения (рис. 11).

---

На рис. 11 постоянным для всех показателей является релевантный фактор А, но каждый раз он оказывается сопряжен с иррелевантными факторами - X, К и Z. Задача состоит в таком подборе пунктов,

чтобы все потенциальные иррелевантнв!е факторы были урав-

новешены, т. е. чтобы ни один из них не встречался бы чаще других на множестве показателей (пунктов), включенных в тест.



Рис, 11. Связь эмпирических показателей П₁, П₂, П, с релевантным (измеряемым) фактором А и с иррелевантными («шумовыми») факторами X, Y, Z, обусловливающими невалидность показателей

Таким образом, по отношению к факторам, которые концептуально определяются как ортогональные к измеряемому (встречающиеся с ним во всех комбинациях), составитель теста должен при отборе пунктов приме--нить стратегию искусственного балансирования (Готтсданкер Р., 1982);

Соответствие пунктов измеряемому фактору обеспечивает конвергентную валидность теста. Сбалансированность пунктов относительно иррелевантных факторов обеспечивает дискриминантную валидностъ. Эмпирически она выражается в отсутствии значимой корреляции с тестом, измеряющим концептуально независимое свойство.

С точки зрения теории Айзенка, тест Ж. Тейлор не обладает дискриминантной валидностью по отношению к факторам «экстраверсия-интроверсия», хотя и обладает определенной конвергентной валидностью по отношению к релевантному фактору - «нейротизм».

Экспертная эмпирическая валидизация. В отсутствие какоголибо уже валидизированного теста, параллельно измеряющего изучаемое свойство, а также в отсутствие разработанного теоретического контекста, позволяющего проверять конструктную валидность; психодиагност оказывается перед необходимостью привлечения экспертов к валидизации теста. В отличие от экспертного анализа содержания теста., эмпирическая экспертная валидизация предполагает работу экспертов не с тестом (лучше, чтобы о нем эксперты вообще ничего не знали), а с испытуемыми из выборки стандартизации.

Необходимо экспертам обеспечить стандартные условия для наблюдения за испытуемыми. Но не всегда такое стандартизованное наблюдение удается организовать. Даже если предприняты серьезные усилия по организации наблюдения за поведением испытуемых в какой-либо искусственной лабораторной ситуации, такое наблюдение все равно будет значительно уступать по информативности полевому наблюдению - в естественных условиях. Если измеряемое свойство теоретически определено как устойчивая универсальная черта личности - как диспозиция к инвариантному поведению в широком спектре ситуаций (см. главу 4), то и отдельного полевого наблюдения окажется недостаточно для получения полноценного экспертного критерия валидности.

---

Поэтому на практике часто прибегают к оценкам особого типа -к субъективным оценкам, которые выносят испытуемому люди из его круга, имеющие опыт реального общения с ним. С учетом этого, процедура оценивания приспосабливается к обычным людям, не являющимся психологами. На психолога падает большая нагрузка по составлению детальной инструкции оценщикам, однозначно задающей смысл оцениваемой характеристики. Лучшие условия для такой процедуры возникают при наличии группы испытуемых, тесно общающихся между собой; тех, которые могут одновременно побывать и испытуемыми по отношению к тесту, и оценщиками по отношению друг к другу. В отечественной литературе эта процедура получила сокращенное обозначение ГОЛ - «групповая оценка личности» (Кузьмин Н. В., Семенов В. С., 1977).

Для того чтобы групповая оценка личности была источником действительно валидной информации, оценщики должны согласованно оценивать испытуемых. Если в оценках разных оценщиков нет согласованности, то это означает, что либо оцениваемое свойство не проявилось у объекта оценивания, либо оценщики по-разному проинтерпретировали инструкцию. Для измерения согласованности должна быть составлена таблица с оценками (табл. 6).

---

Таблица 6

Методы анализа данных, содержащихся в такой таблице, формально совершенно эквивалентны тем методам, которые применяются для обработки таблиц «испытуемые - пункты» (см. раздел 3.1), В частности, суммы по строкам дают суммарные баллы, полученные каждым испытуемым у всех оценщиков. Таким образом, оценщики в данном случае оказываются формально в роли пунктов теста. Рассчитывая попарные корреляции между различными столбцами этой таблицы, можно получить коэффициенты согласованности для отдельных пар оценщиков. Глобальной мерой согласованности оценщиков может служить коэффициент надежности а Кронбаха - см. формулу (3.2.8).

Если же групповая оценка не обнаруживает надежности, то она не может использоваться в качестве критерия валидизации при проверке валидности теста.

Эмпирическое значение коэффициента валидности рассчитывается как линейная или ранговая корреляция между двумя рядами значений: тестовыми баллами и суммарными баллами экспертной оценки. Это эмпирическое значение при наличии невысокого коэффициента надежности критерия корректируют по формуле

rtx  ^rcx (3.3.1)

a

где r_cx - эмпирическая корреляция с критерием; а_с — надежность критерия;

r_tx - корреляция с «истинным» критерием («истинная» валид-

ность теста).

Анализ пунктов по критерию валидности. Валидность всего теста целиком зависит от валидности входящих в него пунктов. Максимальная валидность достигается за счет отбора таких пунктов из пилотажной батареи, которые, обладая значимой корреляцией с критерием, минимально коррелируют между собой. Отбор пунктов именно по критерию валидности обеспечивает максимальную прагматическую эффективность теста. Вручную (на калькуляторе) такой отбор можно произвести, рассчитав бисериальную корреляцию (или фикорреляцию) критерия с каждым пунктом из пилотажной батареи, - см. формулы (3.2.15) и (3.2.17). Компьютер позволяет использовать более эффективный алгоритм, основанный на анализе частных корреляций между критерием и пунктами и предполагающий построение уравнения множественной регрессии (Аванесов В. С., 1982, с. 153-157). В результате в таком уравнении каждый пункт получает весовой коэффициент¹⁴, количественно выражающий его вклад в критерий, не сводимый к вкладу других пунктов, т. е. поиск оптимального набора пунктов автоматизируется. X. Гаррет приводит следующую яркую иллюстрацию эффективности алгоритма, позволяющего подобрать оптимальный набор пунктов. Пусть имеется 20 пунктов, каждый из которых имеет корреляцию с критерием порядка 0,30. Оказывается, если эти пункты в среднем коррелируют друг с другом на уровне r_ij = 0,60, то множественная корреляция суммарного тестового показателя с критерием равняется 0,38, если же г_а = 0,30, множественная корреляция повышается до 0,52. Наконец, при r_tj= 0,10 эффективность (валидность) теста достигает весьма высокого

уровня: 0,79. Те же самые проблемы возникают при подборе оптимальной батареи тестов, направленных на прогнозирование какого-то одного социально ценного показателя (успеваемость, производительность труда и т. п.).

Как уже указывалось в разделе 3.1, тест, обладающий высокой критериальной валидностью должен давать монотонную зависимость величины критерия от тестового балла (см. рис. 6). Для того чтобы получить монотонную линию регрессии, психодиагност должен включить в тест X только такие пункты, которые являются валидными по критерию С. В противном случае на кривой неминуемо появятся провалы¹⁵. Крутизну линии регрессии можно существенно повысить за счет нацеленного отбора из первоначальной батареи только таких заданий, которые обладают значимо высокой корреляцией (или регрессионным коэффициентом в уравнении множественной регрессии) с критерием.

После отбора валидных пунктов должна быть произведена перекрестная валидизация (см. Анастази А., 1982, с. 197). В чем ее смысл? Если при анализе корреляций между батареей из 200 заданий и каким-то критерием получают 10 заданий, значимо коррелирующих е критерием на уровне ошибки р < 0,05, то это может быть следствием чисто случайного совпадения (сравните 10/200=0,05). Чтобы убедиться в том, что отобранные пункты теста действительно могут различать (или прогнозировать) критерий, нужно рассмотреть, как коррелируют с критерием эти пункты на другой выборке, которая не использовалась при их отборе.

Простой метод реализации принципа перекрестной валидизации состоит в том, что вся выборка делится на две случайные половины и производится раздельный расчет корреляций пунктов с критерием для-. каждой половины выборки. Если выделенные (значимые) пункты совпадают, то перекрестную валидизацию можно считать удачной.

Метод критериального тестирования очень трудоемок. .Практически невозможно построить критериальный тест за счет одной статистики, сколь бы мощными выборками и батареями заданий мы ни располагали. Необходима работа над содержательной валидностью заданий. Критериальное тестирование имеет ограниченное применение в задачах построения методик с широкой областью применения.

Следует еще раз подчеркнуть, что анализ валидности отдельных пунктов служит не только прагматическим целям, но может и должен служить целям углубления представлений о содержательнотеоретическом смысле измеряемого свойства: на основании содержательного анализа пунктов, отобранных по критерию, психолог уточняет и корректирует свою первоначальную теоретическую схему, свое понимание измеряемого свойства.

Достоверность самоотчета. Рассматривая общую проблемы валидности целесообразно выделить вопрос об обеспечении валидности процедур стандартизованного самоотчета. Сюда относятся различные техники шкалирования, классифицирования, сравнения и тестопросники. Вербальная форма тестового материала порождает у испытуемого определенные встречные гипотезы о цели тестирования. Если ситуация диктует испытуемому необходимость фальсификации ответов, то он редко отказывается от этой возможности.

Валидность — характеристика любых измерений, в том числе и физических. Специфические проблемы валидности, связанные с активностью человека как объекта психодиагностики, целесообразно обозначить особым образом - проблемы обеспечения достоверности.

Психологические факторы, от которых зависит достоверность самоотчета, условно можно сгруппировать в следующие классы:

1. 
   Факторы знания. У испытуемого может быть более или менее четкое представление о следующем: а) свойственно ли ему в действительности или нет тестируемое поведенческое проявление (с некоторыми ситуациями, имплицитно подразумеваемыми в вопросе тест-опросника, испытуемый мог на практике никогда не встречаться: например, утверждение «После выигрыша в спортлото Вы покупаете больше лотерейных билетов» подразумевает, что испытуемый, во-первых, играет в спортлото и, во-вторых, выигрывает); б) какое личностное свойство скрывается у психолога за тем или иным конкретным поведением, описанным в суждении; в) как это свойство соотносится с общепринятыми моральными нормами и признаками социального успеха.
   
2. 
   Фактор социальной желательности. Обозначает тенденцию испытуемого давать о себе социально одобряемую информацию. Сила этой тенденции зависит как от общей внеситуативной установки испытуемого на морализацию «Я-образа» и социальную успешность, так и от того, насколько эту установку актуализирует сама ситуация тестирования. Однако эта тенденция не будет давать систематического искажения, если испытуемые не смогут разгадать направленность тестаопросника и связать диагностируемое свойство с тем или иным полюсом социальной желательности. Таким образом, действие этого фактора до некоторой степени опосредовано действием факторов знания. Однако при диагностике личностных свойств, тесно связанных с психической «нормальностью» или «социальной успешностью», фактор социальной желательности ответа обусловливает очень серьезные искажения.
   
3. 
   Факторы индивидуальной тактики. Здесь подразумевается действие «Я-концепции» («Я» для себя) и «Я-образа» («Я» для других) на ситуативную тактику испытуемого в момент тестирования. Выполняя тест, испытуемый всегда находится в невольном диалоге с самим собой и в своих ответах на вопросы раскрывает себя не только для других, но и для себя самого. Испытуемый стремится подтвердить «Я-концепцию» или фальсифицировать определенный «Я-образ» с заданными свойствами. Как правило, в ситуациях высокого социального риска «Я-образ» полностью доминирует: например, преступник при экспертизе стремится прежде всего предстать больным или неприспособленным к жизни, хотя в действительности ему было бы приятно думать о себе как о вполне адаптированном здоровом человеке. Точно так же склонны подчеркивать свои трудности и проблемы клиенты, обратившиеся за помощью к психологу или психотерапевту (чтобы вызвать к себе его повышенное внимание). В менее регламентированных ситуациях, наоборот, может доминировать мотивация самопознания: в этом случае испытуемый невольно стремится подтвердить с помощью теста свои гипотезы о самом себе.
   

Заслуживают внимания и особые формы отказа испытуемого от тестирования: позиционный стиль ответа (соглашательство или, наоборот, отрицание), случайные ответы. Для выявления подобных отказов обычно достаточно довольно простых мер: 1) для исключения влияния соглашательства (отрицания) применяются перечни с «прямыми» (ответ «верно» в пользу измеряемого свойства) и «обратными» (ответ «неверно» в пользу измеряемого свойства) пунктами. Кроме того, производится подсчет баланса подтверждающих и отвергающих ответов: если баланс резко нарушается, то протокол признается бракованным; 2) для выявления случайных ответов в большие перечни вводят вопросы-дубли (синонимические перефразы) или прямые повторы: если испытуемый слишком часто по-разному отвечает на одинаковые вопросы, значит, он применяет случайную тактику. Вводят также и крайне редкие утверждения, с которыми испытуемые, как правило, соглашаются только по ошибке.

Более изощренные методы требуются для борьбы с социальной желательностью. Ниже рассмотрены три наиболее часто используемых варианта.

1. 
   Введение особых «шкал лжи» в диагностический вариант методики. Они составляются из вопросов-ловушек: тот или иной ответ на эти вопросы явно предопределен социальной желательностью. Если испытуемый набирает слишком высокий балл по этой шкале, его протокол бракуется. Более тонкий вариант — введение «шкал коррекции» (например, в MMPI): получение определенного балла по этим шкалам вызывает внесение поправок к баллу по другим шкалам, скоррелированным со шкалой коррекции. Величина поправок определяется коэффициентом линейной регрессии (измеренным в нормативном эксперименте) между баллами, полученными по шкале коррекции и основной диагностической шкале (шкале свойства).
   
2. 
   Устранение или сбалансирование социальной желательности с помощью использования инструкции на преднамеренную фальсификацию результатов. Участникам пилотажных замеров кроме обычной инструкции дается дополнительная (во вторую очередь): «Заполните опросник от лица человека, желающего произвести самое благоприятное впечатление». Затем производится отбор пунктов на основании того, насколько процент ответов на них отличается от 50 процентов (значение, ожидаемое для пунктов, являющихся нейтральными с точки зрения социальной желательности).
   

В качестве меры желательности в данном случае можно воспользоваться следующим коэффициентом:

N()  N() 2N()  n

S   (3.3.2)

N()  N() n

где N (+) — сумма ответов «верно» на данный пункт при инст-

рукции на фальсификацию;

N (-) - сумма ответов «неверно» в тех же условиях; n - объем выборки.

Значимость коэффициента приближенно оценивается по критерию «хи-квадрат», определенному формулой (3.2.14), которой в пра-



вой части вместо φ подставляетсяS .

Поскольку инструкция на преднамеренную фальсификацию создает условия, в которых социальная желательность суждений акцентируется, то значимыми следует считать такие высокие по модулю

---

² , превышает теоретическое значение значения S при которых x_эмп

2 для квантиля

x_гр р < 0,001. Из таблицы для распределения «хи-квадрат» находим

2 ⁼10,83. Таким образом, при наличии выборки объемом 50 человек

---