Определение параметров линейной регрессии в зависимости от ошибок и скорости выполнения заданий теста

Р

РАВЕНА ПРОГРЕССИВНЫЕ МАТ­РИЦЫ (Raven Progressive Matrices)

тест интеллекта. Предназначен для из­мерения уровня интеллектуального раз­вития. Предложен Л. Пенроузом и Дж. Равеном в 1936 г. Р. п. м. разрабаты­вались в соответствии с традициями анг­лийской школы изучения интеллекта, со­гласно которым наилучший способ измерения фактора G — задача по выяв­лению отношений между абстрактными фигурами. Наиболее известны два основ­ных варианта Р. п. м.: черно-белые и цвет­ные матрицы.

Черно-белые Р. п. м. предназначены для обследования детей и подростков в возрасте от 8 до 14 лет и взрослых в воз­расте от 20 до 65 лет (рис. 53).

Цветной вариант (более простой, чем черно-белый) Р. п. м. предназначен для обследования детей в возрасте от 5 до 11 лет, иногда рекомендуется для лиц стар­ше 65 лет. Материал черно-белого вари­анта теста состоит из 60 матриц или ком­позиций с пропущенным элементом. Зада­ния разделены на пять серий (А, В, С, D, Е) по 12 однотипных, но возрастающей сложности матриц в каждой серии. Труд­ность заданий возрастает и при переходе от серии к серии. Обследуемый должен

выбрать недостающий элемент матрицы среди 6-8 предложенных вариантов. При необходимости первые 5 заданий серии Л обследуемый выполняет с помощью экс­периментатора. Образцы заданий-матриц из черно-белого варианта Р. п. м. приведе­ны на рис. 53.

При разработке теста была сделана попытка реализовать принцип «прогрес­сивности», заключающийся в том, что вы­полнение предшествующих заданий и их серий является как бы подготовкой обсле­дуемого к выполнению последующих. Происходит обучение выполнению более трудных заданий (Дж. Равен, 1963; Б. Зи­мин, 1962).

Каждая серия заданий составлена по определенным принципам.

Серия Л. От обследуемого требуется дополнение недостающей части изобра­жения. Считается, что при работе с мат­рицами этой серии реализуются следую­щие основные мыслительные процессы: а) дифференциация основных элементов структуры и раскрытие связей между ни­ми; б) идентификация недостающей части структуры и сличение ее с представлен­ными образцами.

Серия В. Сводится к нахождению ана­логии между двумя парами фигур. Обсле-

дуемый раскрывает этот принцип путем постепенной дифференциации элементов.

Серия С. Задания этой серии содер­жат сложные изменения фигур в соответ­ствии с принципом их непрерывного раз­вития, обогащения по вертикали и гори­зонтали.

Серия D. Составлена по принципу пе­рестановки фигур в матрице по горизон­тальному и вертикальному направлениям.

Серия Е. Наиболее сложная. Процесс решения заданий этой серии заключается в анализе фигур основного изображения и последующей «сборке* недостающей фигуры по частям (аналитико-синтетичес-кая мыслительная деятельность).

Обработка полученных результатов проста. Каждое верное решение оценива-

ется в 1 балл. Подсчитываются общая сумма полученных баллов, а также число правильных решений в каждой из пяти се­рий. Первичные оценки по таблицам пере­водятся в соответствии с возрастными нормами в процентили или станайны (см. Оценки шкальные). Предусмотрена воз­можность перевода полученных результа­тов в IQ-показатель стандартный.

Существенным этапом количествен­ной обработки результатов обследования с помощью Р. п. м. является вычисление «индекса вариабельности». Индекс опре­деляют исходя из таблиц распределения числа правильных решений в каждой из пяти серий. Варианты распределений ре­шений в сериях были получены эмпири­ческим путем при анализе выполнения

Рис. 53. Образцы заданий Равена прогрессивных матриц

теста испытуемыми из выборки стандар­тизации. Варианты распределения по таб­лице определяются в соответствии с об­шей суммой баллов во всех сериях. Напр., при общей оценке в 26 «сырых» баллов оценки по отдельным сериям распределя­ются следующим образом: А — 10; В —7; С — 5; D — 3; Е — I. Табличное распре­деление сравнивают с полученным в ко.н-кретном случае, разности ожидаемых и наличных оценок в каждой серии (без уче­та знака) суммируются. Полученная вели­чина и является «индексом вариабельно­сти». Нормальные значения индекса в пределах 0-4 свидетельствуют о досто­верности результата исследования. При увеличении индекса до критического зна­чения (7 и более) данные теста считают­ся недостоверными.

Сопоставление реального и ожидаемо­го распределения количества правильных решений в сериях направлено на выявле­ние испытуемых, выполнявших задание путем угадывания. Значение индекса ва­риабельности может оказаться значитель­но выше критического в случае установ­ки испытуемого симулировать низкий ре­зультат по тесту (демонстрация несосто­ятельности в решении самых простых за­дач).

Цветной вариант Р. п. м. состоит из трех серий — А,А_В, В по 12 матриц в каж­дой серии. Обработка полученных резуль­татов такая же, как в черно-белом вари­анте Р. п. м. Оба варианта могут быть ис­пользованы как в качестве теста скоро­сти (с ограничением времени выполне­ния заданий), так и теста результа­тивности (без ограничения времени) (Дж. Равен, 1963).

Р. п. м. основываются на двух теориях: разработанной гештальт-психологией те­ории перцепции форм и т.н. теории нео-генеза Ч. Спирмена. В соответствии с те­орией перцепции форм каждое задание может быть рассмотрено как определен-

ное целое, состоящее из ряда взаимосвя­занных друг с другом элементов. Предпо­лагается, что первоначально происходит глобальное оценивание задания-матрицы, а затем осуществление аналитической перцепции с выделением испытуемым принципа, принятого при разработке се­рии. На заключительном этапе выделен­ные элементы включаются в целостный образ, что и способствует обнаружению недостающей детали изображения. Тео­рия Ч. Спирмена развивает рассмотрен­ные положения теории перцепции форм. Данные, полученные с помощью Р.п.м., хорошо согласуются с показателя­ми других распространенных тестов об­щих способностей. Так, коэффициенты корреляции между результатами теста (форма ABCDE) и WISC-R (см. Вексле-ра интеллекта измерения шкалы) со-'ставляют 0,70-0,74; для испытуемых в возрасте 9-10 лет — 0,91; Станфорд— Вине умственного развития шкалы — 0,66; Выготского—Сахарова теста — 0,54. Наиболее высока корреляция оце­нок Р. п. м. с группой арифметических те­стов (0,74-0,87).

Коэффициент надежности теста, по данным различных исследований, варьи-. рует от 0,70 до 0,89. Средняя. трудность заданий теста — 32,12%, показатель валидности прогностической теста (по связи с критериями успеваемости) — 0,72.

Существуют модификации Р. п. м. Одна из таких модификаций предложена автором (Дж. Равен в сотрудничестве с Д. Кортом, 1977, 1982). Оригинальный материал теста претерпел значительные изменения (усложнение заданий, введе­ние новых серий), Существенной особен­ностью является дополнение теста вер­бальной шкалой (МШ-Hiil Vocabulary Sca­les), что, по мнению разработчиков, в не­малой мере способствует расширению об­ласти применения теста. Интересная мо-

дификация Р. п. м., а также процедуры обследования предложена югославскими психологами (3. Буяс, 1961). В этом слу­чае предусмотрена дифференцированная форма оценки ответов обследуемых. От них требуется указать на три фрагмента из тех, которые предложены для воспол­нения матрицы: точно подходящий, под­ходящий более-менее и совершенно не­подходящий. Это дает возможность каче­ственной оценки результатов, отпадает также необходимость в использовании индекса вариабельности. Р. п. м. благода­ря простоте применения, валидности и на­дежности результатов, возможности группового обследования получили широ­кое распространение в психодиагностике. В отечественных исследованиях тест успешно используется при обследовании детей и взрослых (С. М. Морозов, 1979, 1980 и др.).

«РАННИЕ ВОСПОМИНАНИЯ» ПРО­ЦЕДУРА (The Early Memories Procedure, EMP) — проективная методика иссле­дования личности. Предназначена для вы­явления т. н. проблемных зон личности на основе воспоминаний. Опубликована А. Брюном в 1992 г.

Первый этап работы с «Р. в.» п. связан с актуализацией у пациента 5 спонтанных ранних детских воспоминаний (early child­hood memories — ECMs), среди кото­рых — одно особенно ясное или важное воспоминание. Второй этап — 15 направ­ленных воспоминаний, в их числе как ECMs, так и более поздние воспомина­ния.

Автор предлагает когнитивно-перцеп-туальную модель для интерпретации по­лученных результатов.

Предлагается использовать «Р. в.» п. при поступлении пациентов в клинику. Методика предоставляет психологу воз­можность исследования проблемных об­ластей за минимальное время общения с

пациентом, на основе чего составляется схема лечения. С помощью теста возмож­на помощь неопытным клиентам психоте­рапевта в адаптации к терапевтической ситуации.

Сведений об использовании в СНГ не имеется.

РАША МОДЕЛЬ — теоретическая мо­дель конструирования психологических тестов, предложенная Г. Рашем и лежа­щая в основе Раша шкал.

Разработка Р. м. связана с попыткой создания стандартизированных шкал, нормативные показатели которых были бы независимы от конкретной выборки стандартизации. При этом Г. Раш (1960) ориентировался на обоснование принци­пиально нового, отличного от норматив­ного оценивания и ипсативного оцени­вания подхода к построению психометри­ческой шкалы. Г. Раш в своей модели ис­ходит из того, что каждый человек реша­ет или не решает ту или иную тестовую за­дачу с определенной степенью вероятно­сти (см. Трудность заданий теста, -«За­дание-ответ» зависимость). Исследуе­мой характеристике личности (X) в этой модели соответствует т. н. «способность индивида», вероятности решения тесто­вой задачи {D) — «трудность задания». Цель шкалирования по Рашу состоит в из­мерении характеристики личности с ис­пользованием соотношения X и D. По­скольку Г. Раш стремился к созданию про­порциональных шкал (см. Шкалы изме­рительные) с наличием абсолютной ну­левой точки измерения психологического качества, то для установления отношения X и D может быть выбрана любая популя­ция. Существует возможность перейти от некоторой эмпирически полученной час­тоты решения серии задач (отношение X_r/D_(t где г — измеряемая способность, а i — верное решение) к оценке вероятнос­ти решения любой из них. Другими слова-

можно получить линейное аддитивное отношение разности (x_r - d_t), которое в терминологии Г. Раша обозначается «Logit». В результате получается про­стое линейное уравнение для определе­ния вероятностей (e_ri) решения задачи определенной степени трудности. При этом число неизвестных х_г и d_t в системе уравнений (каждое уравнение соответ­ствует конкретному индивиду) соответ­ствует числу заданий теста. Тем самым создается такой инструмент измерений, который позволяет, исходя из ряда эмпи­рически установленных отношений, оп­ределять психологическое качество, а иногда и оценивать степень его выражен­ности по отношению к «абсолютному нулю» («полная неспособность X* или «бесконечная простота D»). Таким обра­зом, структурная модель Раша, хотя и ис­ходит из объективной структуры требо­ваний, однако независима от популяции в том смысле, что для своего построения не нуждается в последней. Шкалирова­ние по трудности задач (в определенном смысле) всегда предполагает популяцию, которая, однако, непосредственно не оп­ределяет шкалу. Так, вероятность реше­ния, выраженная отношением X_r/D_it не зависит от того, какая популяция исполь­зуется (Г. Витцлак, 1986).

РАША ШКАЛЫ — разновидность пси­ходиагностических методик, в которых реализован принцип конструирования шкалы и комплектации набора заданий с

учетом «задание—ответ» зависимос­тей. При построении Р. ш. используется аналитико-статистический аппарат, сфор­мулированный в рамках Раша модели. Если задания в тесте различимы в терми­нах трудности (см. Трудность задач те­ста, «Задание—ответ» зависимость), то Р. ш. становится идентичной Гутмена шкалам.

Основным содержанием Р. ш. являет­ся построение последовательности зада­ний в тесте по возрастающей трудности. Показатели трудности при этом опреде­ляются независимо от случайных осо­бенностей комплектации эмпирической выборки испытуемых. Трудность устанав­ливается дифференцированно в зависимо­сти от выраженности исследуемого каче­ства и способности к решению задач у ис­пытуемых. Метод шкалирования по Ращу позволяет разрабатывать однородные, вы­соко дискриминативные тесты (см. Внут­ренняя согласованность, Надежность по внутренней согласованности, Диск-риминативность заданий теста), эф­фективно комплектовать эквивалентные наборы заданий (см. Параллельные фор­мы теста).

В практической психодиагностике Р. ш. пока не находят широкого распрост­ранения. Это связано с тем, что теорети­ческие основы и аналитический аппарат, опирающиеся на модель Раша, находятся еще в стадии разработки. Сложность практической реализации связана и с не­которыми теоретическими допущениями и требованиями модели, практическое вы­полнение которых затруднено (пренебре­жение угадыванием решений, требование принадлежности выборочной совокупно­сти заданий теста только одной гене­ральной совокупности заданий теста, тре­бование идентичной дискриминативности каждого из заданий). Конструирование Р. ш. технически невозможно без при­менения специальных компьютерных

средств. Существенным недостатком Р. ш. является необходимость использо­вания многочисленных выборок для гра­дуирования заданий.

Шкалирование по Рашу может поро­дить бессмысленные шкалы. Так, шкали­рование опросника EPQ (см. Айзенка личностные опросники) привело к неко­ей смеси личностных шкал N, Е, Р и L (П. Клайн, 1988).

Несмотря на сказанное выше, постро­ение Р. ш. целесообразно в тех случаях, когда тестирование связано с хорошо описываемой выборочной совокупностью заданий, а также в тех случаях, когда желательна разработка коротких форм тестов и эквивалентных наборов заданий для повторного тестирования и определе­ния надежности. Особенно перспектив­ным представляется реализация принци­па построения Р. щ. при конструировании тестов индивидуально ориентирован­ных.

РЕВЕРСИВНЫЙ ТЕСТ — тест ин­теллекта, относящийся к группе невер­бальных, разработан А. В. Этфельдтом. _ч Тест применяется для проверки го­товности к обучению, чтению. Методика основана на определении степени ревер­сивной тенденции, то есть степени затруд­нений в различении зеркальных образов, которые являются естественной стадией развития* зрительного восприятия у детей.

Задания заключаются в сопоставле­нии двух изображений, находящихся в прямоугольнике, и обнаружении среди них тех, которые не являются одинаковы­ми. Образы различаются отдельными де­талями. Пример заданий приводится на рис. 54.

Время выполнения не ограничено, за каждый правильный ответ начисляется 1 балл. Первичные данные переводятся в оценки 4-балльной шкалы, которые ин­терпретируются следующим образом: от-

Рис. 54. Пример заданий реверсивного теста

сутствие готовности к обучению, чтению (1 балл), недостаточная готовность, тре­бующая более подробного изучения (2 балла), средний уровень готовности (3 балла), уровень готовности выше сред­него (4 балла).

Возможно индивидуальное и группо­вое применение теста.

Сведения о надежности и валиднос-ти теста отсутствуют.

Данных об использовании в СНГ нет.

РЕГРЕССИОННЫЙ АНАЛИЗ (лат. regressio — движение назад), область ста­тистического анализа, изучающая зависи­мость изменений значений переменных от одной или нескольких независимых пере­менных (факторов).

< Р. а. применим только по отношению к количественно выраженным переменным, измеряемым в интервальных шкалах (см. Шкалы измерительные). Основными процедурами Р. а. являются построение линий и нахождение уравнений регрес­сии. Под линией регрессии понимается линия, соединяющая точки средних зна­чений сгруппированных признаков-факто­ров (т. е. тех признаков, влияние которых на переменную изучается). Построенные таким образом линии в общем виде опре­деляют взаимодействие изучаемого пока-

Рис. 55. Эмпирическая и выровненная линии рег­рессии средних оценок По тесту при лонгитюдном обследовании группы испытуемых

зателя и одного (или группы) из объясня­ющих факторов, позволяют дать предва­рительную наглядную оценку воздей­ствия фактора на результирующий при­знак (рис. 65).

Уравнение регрессии (упрощенно-уравнение парной регрессии, описываю­щее воздействие одного фактора на ре­зультирующий признак)строится следую­щим образом. Линейная зависимость при­знака описывается уравнением

у = a + bx,

где a — свободный член уравнения, Ъ — коэффициент регрессии. С т. з. аналити­ческой геометрии Ь — угловой коэффици­ент, определяющий наклон линии ре­грессии по отношению к осям X, У. В ас­пекте Р. а. этот параметр показывает, на­сколько в среднем величина признака У изменяется при соответствующем изме­нении на единицу меры признака X. На­глядное представление об этом парамет­ре и о положении линий регрессии У по А' и X по У в системе прямоугольных коор­динат дает рис. 56. Показано, что линии регрессии пересекаются в точке 0(х,у), соответствующей средним арифметичес­ким корреляционно связанных друг с дру­гом признаков У и X. Линия АВ, проходя­щая через эту точку, изображает полную функциональную зависимость между пе­ременными У и А" (коэффициент корреля­ции г = 1). Чем сильней связь между У и X, тем ближе линии регрессии к АВ, и на-

Рис. 56. Линии регрессии X по У и У по X в системе прямоугольных координат

оборот, чем слабее эта связь, тем более удаленными оказываются линии регрес­сии от АВ. При отсутствии связи между признаками (г = 0) линии регрессии ока­зываются под прямым углом по отноше­нию друг к другу.

Для нахождения рассмотренных выше параметров {а, Ь) решается система урав­нений:

Таблица 22

К примеру, даны два ряда оценок ус­пешности выполнения теста. Пусть X — скорость выполнения; У — количество ошибок. Расчет уравнения регрессии в данном случае приведен в табл. 22.

Подставив полученные при расчете в таблицу значения, получаем уравнение регрессии:

у= 1,78 + 0,52*.

Проверка расчетэв может быть осуще­ствлена путем сопоставления эмпиричес­ких и теоретических значений {у_{ и y_t),

которые должны быть близкими по вели­чинам.

Квадрат коэффициента корреляции (в примере г = 0,86, г² = 0,75) показываем что 75% общей дисперсии У объясняют­ся влиянием переменной X, остальные 25% обусловлены влиянием неучтенных в уравнении факторов.

При оценке зависимости результирую­щего признака от нескольких факторов строится уравнение множественной рег­рессии. Интерпретация коэффициентов регрессии аналогична случаю парной рег­рессии.

Коэффициент регрессии находится в тесной связи с коэффициентами корреля­ции (см. Корреляционный анализ). Коэф­фициент корреляции представляет собою среднее геометрическое из коэффициен­тов регрессии признаков:

Благодаря этому имеется возможность определения неизвестной величины по значениям коэффициентов регрессии и контроля правильности расчета коэффи­циента корреляции.

Стандартная ошибка выборочного ко­эффициента регрессии может быть рас­считана при помощи следующих уравне­ний:

Достоверность выборочного коэффи­циента регрессии проверяется с помощью критерия Стьюдента с k = п - 2 числом степеней свободы и принятым уровнем значимости (а). Нулевая гипотеза (см. Оценка типа распределения) сводится к предположению, что в генеральной сово­купности коэффициент регрессии равен нулю.

Различные способы Р. а. широко при­меняются в эмпирических психодиагнос­тических исследованиях для выявления влияния отдельных факторов на результи­рующие показатели теста, анализа на­дежности, внутренней и внешней валид-ности методики и др.

РЕПРЕЗЕНТАТИВНОСТЬ (франц. ге-presentatif — показательный) свойство выборочной совокупности представлять характеристики генеральной совокупно­сти. Р. означает, что с некоторой наперед заданной или определенной статистичес­ки погрешностью можно считать, что представленное в выборочной совокупно­сти распределение изучаемых признаков соответствует их реальному распределе­нию.

Для обеспечения Р. выборки данных необходимо учесть ряд обязательных для

любого исследования условий. Среди них важнейшими являются следующие: а) каждая единица генеральной совокуп­ности должна иметь равную вероятность попадания в выборку; б) выборка пере­менных производится независимо от изу­чаемого признака; в) отбор производится из однородных совокупностей; г) число единиц в выборке должно быть достаточ­но большим; д) выборка и генеральная совокупность должны быть по возможно­сти статистически однородны (х_(выб)-- ^(_ген)->0), показатели вариации при увеличении числа наблюдений сближа­ются между собой:

Статистическое определение Р. в практической психодиагностике необхо­димо для установления Р. норм психомет­рического теста, а также обоснованности выборок, на которых проводится стан­дартизация методик. В широком понима­нии Р. связана с комплексом характерис­тик валидности методики.

РЖИЧАНА ЧИСЛОВЫЕ РЯДЫ —

тест интеллекта, относящийся к груп­пе невербальных. Разработан П. Ржича-ном в 1973 г.

Испытуемому необходимо выявить принципы, лежащие в основе предлага­емых ему последовательностей. Автор включил в тест задачи, содержащие как восходящие, так и нисходящие арифмети­ческие и геометрические последователь­ности, простые и комбинированные, с че­редованием различных арифметических операций. Каждое задание представляет собой ряд из 4-8 чисел. Испытуемый дол­жен закончить его двумя числами, напр.:

1) 3,6,9,12,15,_______;

2) 29,25,21,17,___,___;

3) 5,3,6,4,7,5,8,___,___

Задания размещены в порядке возрас­тающей трудности. На первой странице тестовой тетради приводятся примеры правильных решений. Время выполнения ограничено, о чем сообщается испытуе­мым. За каждый правильный ответ при­суждается 1 балл. Сумма баллов может быть переведена с помощью таблиц в оценки шкальные в виде стэнов. Имеют­ся две параллельные формы теста А и В. Факторный анализ выявил высокий удельный вес фактора G. Результаты те­ста улучшаются с возрастом. В целом тест эффективен для обследования детей школьного возраста, обладает высокой дискриминативностью для популяции лиц со средним уровнем интеллектуального развития. Коэффициент внутренней со­гласованности составляет 0,88. Валид-ность критериальная определялась от­носительно успеваемости в школе. Наи­более высокие показатели связи были об­наружены между результатами Р. ч. р. и успеваемостью по математике (г = 0,54). Для мальчиков этот коэффициент соста­вил г = 0,63, для девочек — г = 0,59. Эти данные касаются формы В. Валидность формы А оказалась несколько ниже, кор­реляции с оценкой по математике была г-0,46. Возможно недостаточное соот­ветствие форм Аи В друг другу. Тест по­ложительно коррелирует с интеллекту­ального потенциала тестом. Р. ч. р. аналогичны субтесту ZR Амтхауэра ин­теллекта структуры теста.

Р. ч. р. нашли применение в отечест­венной психодиагностике. Методика ре­комендуется как средство оценки уровня общих способностей в комплексе с други­ми тестами. Наиболее широко использу­ются в профконсультации и профотборе.

РИСОВАНИЯ ОБРАЗЦОВ ТЕСТ —

тест специальных способностей. Пред­назначен для диагностики пространст­венного воображения и психомоторной

активности. Разработан Й. X. Райскуром в 1947 г.

Содержание работы испытуемого со­стоит в соединении точек внутри квадра­та так, чтобы возник образец, изображен­ный рядом с квадратом (рис. 57).

Рис. 57. Стимульный материал Рисования образ­цов теста

Количество точек в рабочем квадра­те— 49. Тестовая тетрадь состоит из двух частей: левой и правой. Каждое зада­ние выполняется поочередно обеими ру­ками. За точное копирование образца на­числяется 1 балл. Оценка первичная пе­реводится в z-показатели или процентили (см. Оценки шкальные. Стандартные по­казатели рассчитаны для правой и левой рук. По таблицам определяется и общий стандартный показатель. Нормы разрабо­таны для выпускников школ (возраст 15-17 лет).

При анализе валидности конструк-тной выявлена некоторая связь результа­тов Р. о. т. с тестом Проверка G (г = 0,187 для правой руки, г = 0,095 для левой ру­ки, и с тестом Вонкомера (г = 0,546 и г = 0,502 соответственно). Валидность критериальная анализировалась путем

сопоставления результатов Р. о. т. с груп­повой экспертной оценкой моторной лов­кости испытуемых (г = 0,678).

Р. о. т. является моделью исследова­ния психомоторного развития детей и под­ростков. По мнению Й. Вонкомера (1969), он с успехом применяется в консульта­тивной и профориентационной работе. Используется и в клинической психодиаг­ностике (исследование особенностей ви­зуальной памяти, латерализации функций и т. д.).

Данных об использовании в СНГ нет.

«РИСУНКА СЕМЬИ» МЕТОДИКИ

(Drawing-Family Techniques) — группа проективных методик для оценки внут­рисемейных отношений. Основана на ана­лизе и интерпретации рисунков. «Р. с.» м., как правило, применяются при обследова­нии детей,

Рисуночные методики являются одни­ми из наиболее распространенных среди проективных тестов (см. «Нарисуй чело­века» тест, «Дом—дерево—человек» тест и др.). Идея использовать технику рисунка для диагностики внутрисемейных отношений возникла у целого ряда иссле­дователей. Подробная схема проведения обследования и интерпретации результа­тов впервые была разработана для теста «Нарисуй свою семью» (В. Вульф, 1947). Опыт применения рисуночной методики в этих целях был описан в работах В. Хьюл-са (1951-1952 гг.). Согласно схеме ин­терпретации по В. Вульфу, в рисунке анализируются: а) последовательность рисования членов семьи, их простран­ственное расположение, наличие пропус­ков отдельных членов семьи; б) отличия в формах и пропорциях отдельных фигур. Согласно В. Вульфу, последовательность рисозания указывает на значимость дан­ного члена семьи. Пропуск члена семьи часто выражает стремление избавиться от эмоционально-неприемлемого лица.

Если величина изображенных фигур не соответствует реальной иерархии, то та­кое восприятие относят за счет степени субъективной доминантности и значимо­сти. В. Вульф обращал внимание также на интерпретацию различий в рисовании от­дельных частей тела, исходя из возмож­ности переживаний, связанных с их фун­кциями.

В работах В. Хьюлса были предложе­ны интерпретационные схемы «Р. с.» м., базирующиеся на самом процессе рисова­ния (использование цветов, вычеркива­ния, стирания, сомнения, сопутствующие эмоциональные проявления, коммента­рии).

Дальнейшее развитие «Р. с.» м. полу­чили в работах Л. Кормана(1964),Р. Бер-нса и С. Кауфмана (1972). В инструкции к методике Л. Кормана предусмотрено за­дание нарисовать не «семью» или «свою семью», как в методике В. Вульфа и В. Хьюлса, а «семью, как ты ее себе пред­ставляешь». Благодаря такой установке имеется возможность использовать менее структурированный объект (стимул) (см. Проективные методики). При интерпре­тации результата авторы обращают вни­мание на случаи, когда испытуемый рису­ет большую или меньшую семью, чем она является на самом деле (авторы считают, что это указывает на функционирование определенных защитных механизмов; чем больше несовпадение, тем больше неудов­летворенность существующей ситуаци­ей). В рисунках, по Л. Корману, анали­зируют: а) его графическое качество (ха­рактер линий, пропорции фигур, аккурат­ность, использование, пространства);

б) формальную структуру (динамичность рисунка, расположение членов семьи);

в) содержание (анализ смысла рисунка). Параллельно с традиционным проведени­ем обследования (чтение и выполнение задания) предлагаются специальные воп­росы, подталкивающие испытуемого к об-

суждению темы отношении в семье (напр.: «Кто в семье самый плохой?»), предусматривающие прямой положитель­ный или отрицательный выбор (напр.: «Отец задумал поездку в автомобиле, но в нем не хватает места для всех. Кто оста­нется дома?»), а также вопросы, уточня­ющие смысл нарисованной ситуации для ребенка.

Вариантом «Р. с.» м., получившим наи­большую известность в зарубежной пси­ходиагностике, является «Кинетический рисунок семьи», предложенный Р. Берн-сом и С. Кауфманом. В нем нужно нари­совать каждого из членов семьи в дей­ствии. Интерпретация материала основа­на на символическом толковании изобра­женных отношений, действий, предметов; при этом часть трактовок, предложенных авторами методики, основана на принци­пах психоанализа.

Техника «рисунка семьи» в советской психодиагностике нашла применение в клинических исследованиях. А. И. Заха­ровым (1977) предложен вариант методи­ки, состоящий из двух заданий. Для вы­полнения первого из них ребенку нужно нарисовать в четырех «комнатах», распо­ложенных на двух «этажах», по одному из членов семьи, включая себя. При интер­претации рисунка обращается внимание на размещение членов семьи по этажам и на то, кто из них находится рядом с ребен­ком (т. е. является эмоционально наибо­лее близким). Второе задание — выпол­нение рисунка в свободной форме без каких-либо дополнительных инструкций. Вариант «Р. с.» м. со сложной и диф­ференцированной интерпретационной схемой предложен Г. Т. Хоментаускасом в 1985 г.

Дата добавления: 2015-06-04