Нэо личностный опросник 2 страница

набора из частей теста даст аналогичное распределение (при условии, что части однородны по характеру заданий по отно­шению к тесту в целом).

Для оценки надежности методом рас­щепления выбирают две эквивалентные по характеру и степени трудности группы задач (см. Внутренняя согласован­ность, Трудность заданий теста). Раз­деление объема заданий теста на сопоста­вимые части достигается:

— распределением заданий на четные и нечетные (в том случае, если задания в тесте строго ранжированы по степе­ни субъективной трудности);

— распределением пунктов по принципу близости или равенства значений ин­дексов трудности и дискриминативно-сти (см. Дискриминативность зада­ний теста). Такой принцип разделения пригоден для тестов достижений, в которых обязателен ответ испытуе­мых на все пункты;

— распределением задач по времени ре­шения каждой из частей (для тестов скорости).

Для испытуемых в выборке определе­ния надежности (раздельно для каждой из частей теста) вычисляются оценки успеш­ности решений, среднеквадратические от­клонения первого и второго рядов оценок и коэффициенты корреляции сравнивае­мых рядов. Естественно, эти коэффици­енты будут характеризовать надежность лишь половины теста.

Уравнение Спирмена—Брауна отра­жает влияние изменения количества зада­ний на коэффициент надежности теста:

теста — 100, а его части, полученной ме­тодом расщепления на половины, — 50, то п = 0,5). Отсюда для полного теста;

Приведенные формулы справедливы для случаев равных стандартных отклоне­ний обеих половин теста (о_х1 = а_х2). Если а_х1 отличается от а_х2, для определения "ко­эффициента надежности применяется формула Фланагана:

При определении г, целого теста мож­но воспользоваться формулой Рюлона:

r_t = 1 j.

<*х

где о\ — дисперсия разностей между ре­зультатами каждого испытуемого по двум половинам теста, а_х — дисперсия сум­марных результатов. В данном случае ко­эффициент надежности рассчитывается как доля «истинной» дисперсии результа­тов теста (см. Надежность, Ошибка из­мерения).

При расщеплении тестов скорости применяется особая процедура группи­ровки заданий. Определяется минималь­ное время ((_т1п)'решения целого теста, за­тем отсчитываются половина и четвертая часть этого времени. Все испытуемые ра­ботают половину минимального времени, после чего ставят отметку против зада­ния, выполняемого в момент подачи сиг­нала, и продолжают работать еще чет­верть минимального времени. Коэффици­ент надежности в этом случае будет соот-

ветствовать степени корреляции между числом задач, решенных до первого сигна­ла (0,5f_min) и решенных за время между первым и вторым сигналами (0,25*_т|).

Разделение заданий теста на равно­ценные половины является лишь частным случаем Н. ч. т. Вполне возможно рас­щепление на три, четыре и более частей. В предельном случае число частей равно числу пунктов. При этом для определения надежности применяют анализ внутрен­ней согласованности.

При разделении всего набора заданий теста на любое количество групп для пра­вильного определения Н. ч. т., как уже указывалось выше, должно соблюдаться требование равноценности таких групп. Поэтому при вычислении коэффициента надежности методом анализа внутренней согласованности отобранные задания те­ста должны быть в высокой степени од­нородны по содержанию и трудности (го­могенны). При гетерогенных задачах значения г, ниже истинных:

Наиболее распространенным методом оценки надежности отдельных заданий является вычисление коэффициента Кью­дера—Ричардсона:

Это уравнение может быть упрошено следующим образом:

k

При отсутствии коэффициента диск­риминации применим вариант формулы Кьюде ра—Рич ардс он а:

Пример вычислений r_t no методу Кью­дера—Ричардсона приведен в табл. 17.

Предложенные выше формулы для оп­ределения коэффициента надежности при­годны для случаев, когда задания оцени­ваются в дихотомической шкале (см. Шка­лы измерительные) по принципу «выпол­нено—не выполнено». Для случаев с бо­лее дифференцированной оценкой приме­нима формула коэффициента альфа:

где £сг^. — сумма дисперсий результатов отдельных заданий.

В практике психологической диагно­стики считается, что тест надежен, если r_t > 0,6.

Коэффициент надежности обладает доверительным интервалом, определение которого особенно важно в связи с боль­шим количеством факторов, способных влиять на его значение. Доверительный интервал для г, определяется как

Таблица 17

Определение коэффициента надежности методом Кьюдера—Ричардсона (О = 50; а* = 8,01; k = 16)

Номер	Число лиц,	о	а	РЧ	Вычисление
задачи	решивших задачу		ч
		0,96	0,04	0,04	b (ТппЛ
		0,86	0,14	0,12
		0,66	0,34	0,22	^R l 1, <** )
		0,78	0,22	0,17
		0,56	0,44	0,25	,i£ I-*»,0,72 151, 8,01 J
		0,02	0,98	0,02
		0,02	0,98	0,02
—	—	—	—	tpq = 2,55

ристики Н. ч. т. по сравнению с другими типами надежности. К недостаткам мето­да относится невозможность проверить устойчивость результатов теста спустя определенное время. Это требует комби­нирования метода Н. ч. т. с другими типа­ми характеристики надежности психоло­гической методики.

«НАРИСУЙ ИСТОРИЮ» (Draw -a-Stofy, DAS) — проективная методика иссле­дования личности. Предложена Р. Силве-ром в 1987 г. Предназначена для раннего обнаружения депрессии, в частности — скрытой депрессии.

«Н. и.» основывается на обычных для проективных методик положениях: а) дет­ское восприятие одних и тех же рисунков различно; б) на восприятие оказывает влияние личный опыт; в) рисунки могут отражать элементы личности, поддающи-еся квантификации.

В методике комбинируются исследо­вательские процедуры разных проектив­ных техник. Первоначально обследуемый должен выбрать из 14 картин две и по ним придумать историю (на предлагаемых кар­тинах в основном содержатся изображе­ния людей и животных). Затем необходи­мо сделать рисунок по мотивам ранее во­ображенной истории. Наконец, предлага­ется записать историю. Темы рисунка и истории оцениваются по 7-балльной шка­ле (от «выраженно негативная» до «выра-женно позитивная»). Негативные темы содержат указания на «грусть», «печаль», «смерть», «беспомощность», «будущее без надежд на лучшее» и т. п. и рассматрива­ются как знаки депрессии.

«Н. и.» предназначена для группового обследования детей и подростков, начи­ная с 5-летнего возраста. Сообщается о высокой надежности методики. Так, на­дежность ретестовая (интервал ретес-та — неделя) при обследовании детей с эмоциональными расстройствами — 0,87.

Данные о валидности ограниченны, тем не менее имеются сведения о том, что темы депрессивных детей и подростков оцениваются в основном как «выраженно негативные», чего не наблюдается в дру­гих группах. Имеются нормативные дан­ные, полученные при обследовании 380 детей и подростков, однако они не могут быть признаны репрезентативными. Сведений об использовании в СНГ нет.

«НАРИСУЙ ЧЕЛОВЕКА» ТЕСТ (Draw A-Person Test, DAP) — проективная ме­тодика исследования личности. Разрабо­тана К. Маховер в1948 г. на основе теста Ф. Гудинаф, предназначенного для опре­деления уровня интеллектуального разви­тия детей и подростков с помощью выпол­ненного ими рисунка мужчины (см. Гуди­наф «Нарисуй человека* тест).

«Н. ч.» т. можно использовать для об­следования как взрослых, так и детей, до­пускается групповое обследование.

Обследуемому предлагают каранда­шом на чистом листе бумаги нарисовать человека. После выполнения рисунка ему дают задание нарисовать человека проти­воположного пола. Заключительный этап обследования — опрос. К. Маховер со­ставлены специальные перечни вопросов о нарисованных фигурах. Эти вопросы ка­саются возраста, образования, семейного положения, привычек и т. д.

При интерпретации полученных дан­ных автор исходит из идеи о том, что ри­сунок является выражением «Я» обследу­емого. Значительное внимание уделяется анализу разнообразных деталей рисунка, прежде всего особенностям изображения основных частей тела, которые зачастую оценивают в соответствии с психоанали­тической символикой. Изучение валидно­сти «Н. ч.» т. западными психологами привело к противоречивым результатам в силу умозрительности предлагаемых ав­тором интерпретаций. Имеются данные о

том, что общие субъективные оценки бо­лее валидны и надежны, нежели оценки по отдельным деталям рисунка.

В СССР «Н. ч.» т. первоначально при­менялся в клинико-психологических ис­следованиях. Анализировались преиму­щественно формальные аспекты рисун­ков, напр, размер фигуры, ее расположе­ние на листе бумаги, степень законченно­сти рисунка и т. п. (Ю. С. Савенко, 1970). Полученные при обследовании пациента результаты соотносились с клинической картиной заболевания, обогащая и уточ­няя представление о больном. Начиная с 90-х годов сфера использования теста су­щественно расширяется, выполнено не­мало исследований в возрастной и педаго­гической психологии.

НАРУШЕНИЙ ПСИХИЧЕСКОЙ АДАПТАЦИИ ОПРОСНИК (НПА) —

опросник личностный, разработан А. И. Скорик и Л. С. Свердловым в 1993 г. Предназначен для предварительной диаг­ностики адаптационных нарушений.

Методика носит скрининговый харак­тер (см. Отсеивание). Исследование, проводимое при помощи НПА, позволяет получить общее представление о наличии или отсутствии проявлений психической дезадаптации, их основных особенностях. Требования, предъявляемые к такого рода ускоренной диагностике, обусловили не­большой объем опросника и простоту об­работки первичных данных.

Опросник НПА состоит из 37 утверж­дений, касающихся личностных качеств и психологических особенностей испытуе­мого, состояния соматической сферы, представлений о психическом здоровье, восприятия некоторых обыденных жиз­ненных проблем. Задания опросника тре­буют только утвердительных или отрица­тельных ответов («да»—«нет», «верно»— «неверно», «согласен»—«не согласен»). Ответ «не знаю» не допускается. Опрос-

ник может применяться при индивидуаль­ном и групповом обследовании. Оценки первичные подсчитываются в соответ­ствии с «ключом», раздельно по 6 шкалам опросника. Особенностью первичной об­работки является то, что подсчитывается не просто число совпадений с ключом с оценкой 1 балл за каждое совпадение, а суммируются удельные веса каждого из совпавших с ключевым значением отве­тов (см. Внутренняя согласованность). Весовая величина каждого пункта рассчи­тывалась на основе определения фактор­ной нагрузки (см. Факторный анализ) данного ответа в измеряемом шкалой при­знаке. Расчет сделан таким образом, что веса пунктов выражаются целыми числа­ми от 1 до 9. Сырые оценки переводятся в стандартные Т-баллы (см. Оценки шкаль­ные). Результаты представляются графи­чески на специальном бланке в виде оце­нок профильных.

Шкалы опросника разработаны на ос­нове результатов факторного анализа первичного статистического материала, полученного в соответствующих клини­ческих группах испытуемых: I. (В) Опи­сывает переживание общего физического и психического комфорта. В норме у адап­тированных испытуемых оценка по дан­ной шкале имеет тенденцию к повыше­нию. 2. (Н) Шкала «ипохондрии» — отра­жает степень фиксации на соматическом неблагополучии. При нарушениях адапта­ции оценка по данной шкале повышается. 3. (М) Шкала «гипоманиакальности» — фиксирует ощущение комфорта с оттен­ком эйфории, «форсированного благопо­лучия», беспечности. При нарушении адаптации оценка снижается. 4. (Р) Шка­ла описывает депрессивное состояние. Результат отрицательно коррелирует с данными по шкале М. В норме наблюда­ется низкая оценка. 5. (N) Шкала «невро-тизации» — описывает состояние эффек­тивно-вегетативного дисбаланса, возника-

ющего при эмоциональном напряжении, «нервозность». При нарушениях адапта­ции оценка повышается. 6. (S) Шкала фиксирует нарушения в сфере соци­альных отношений. У дезадаптированных оценка повышается.

При интерпретации данных НПА ос­новное значение имеет анализ «профиля». Наряду с этим авторы предлагают про­стые формальные критерии диагностики дезадаптации. Простейшим из них являет­ся критерий, основанный на высоте про­филя. Дезадаптация имеет место в том случае, если оценки хотя бы двух шкал превышают значения 70 Т или опускают­ся ниже 30 Т либо одна из шкал превыша­ет 80 Т или опускается ниже 20 Т. По дан­ным авторов, вероятность необнаружения реально существующей дезадаптации со­ставляет лишь 5%. Однако вероятность того, что достаточно адаптированные лица будут причислены к дезадаптирован­ным, составляет 22,5%. Это делает дан­ный критерий малопригодным, в частно­сти при проведении массовых эпидемио­логических исследований. Более слож­ным и точным (10% вероятности того, что адаптированные будут причислены к деза­даптированным) является критерий, учи­тывающий дифференцированный резуль­тат по «шкалам благополучия» (В, М) и «шкалам неблагополучия» (Н, D, N, S). Дезадаптация диагностируется в тех слу­чаях, когда В + М составляют 79 Т или когда сумма Н, D, N и S превышает 255 Т. Сравнительные исследования на матери­але контрастных групп показали высо­кую корреляцию комплексного критерия дезадаптации с верифицированным диаг­нозом (г = 0,85, Р < 0,001).

Надежность ретестовая НПА (при интервале ретеста I сутки) по различным шкалам колеблется в интервале r_t - 0,74-0,90. Имеются сведения о валидности текущей, которая изучалась путем сопо­ставления данных контрастных групп

(группы психически здоровых адекватно адаптированных, психически здоровых с нарушениями адаптации и больных с не-врозоподобными состояниями). Сведения о надежности и валидности опросника НПА дают основание предполагать эф­фективность методики в индивидуальном и массовом скрининге состояний психи­ческой дезадаптации.

НЕСУЩЕСТВУЮЩЕЕ ЖИВОТ­НОЕ — проективная методика иссле­дования личности; предложена М. 3. Дру-каревич.

Испытуемому предлагают придумать и нарисовать несуществующее животное, а также дать ему ранее не существовавшее имя. Из имеющейся литературы видно, что процедура обследования не стандар­тизована (используются разных размеров листы бумаги для рисования, в одних слу­чаях рисунок выполняется цветными ка­рандашами, в других — одним цветом и т. д.). Общепринятой системы оценки ри­сунка не существует. Теоретические по­сылки, положенные в основу создания ме­тодики, совпадают с таковыми у прочих проективных методик. Как и многие дру­гие рисуночные тесты, Н. ж. направлен на _ диагностику личностных особенностей, иногда ее творческих потенций.

Показана удовлетворительная валид-ность конвергентная методики путем установления связи между результатами, полученными с ее помощью, и данными других личностных методик на материале обследования пациентов психиатричес­кой клиники и лиц, проходящих профот­бор в штат МВД (П. В.Яньшин, 1988, 1990). Валидность также подтверждена при дифференциации больных неврозами и здоровых (Т. И. Краско, 1995). Н. ж. — одна из наиболее популярных рисуночных методик и широко используется психоло­гами СНГ при обследовании детей и взрослых, больных и здоровых чаще все-

го в качестве ориентирующей методики, т. е. такой, данные которой позволяют выдвинуть некоторые гипотезы об особен­ностях личности.

НОРМАЛЬНОЕ РАСПРЕДЕЛЕ-

НИЕ — вид распределения переменных. Н. р. наблюдается при изменении призна­ка (переменной) под влиянием множества относительно независимых факторов. График уравнения Н. р. представляет со­бой симметричную унимодальную колоко-лообразную кривую, осью симметрии ко­торой является вертикаль (ордината), проведенная через точку 0 (рис. 46).

Рис. 46. Процентное распределение случаев под нормальной кривой

Кривая Н. р. была построена для про­стого аппроксимативного решения задачи вероятности частот событий. Нормальная кривая описывается формулой де Муавра

где U — высота кривой над каждым за­данным значением х₍, х —среднее ариф­метическое x_it а — среднеквадратическое отклонение от х.

Теоретически существует бесконеч­ное множество нормальных кривых с кон­кретными значениями М и а. При

стандартизации тестовых оценок и в некоторых других случаях используется Н. р. со следующими характеристиками: М - 0; с = 1; площадь под нормальной кривой равна единице. Такое распределе­ние носит название стандартного (единич­ного) Н. р. Для любого Н. р. в пределах значений х₍М + о лежит около 68%, в пределах М ± 2ст — 95%, М ± За — 99,7% площади под кривой, Частоты слу­чаев, укладывающихся в интервалы, огра­ниченные значениями от М ± стдоМ ± а, составляют 68,26%; 95,44%; 99,72%; 99,98 % соответственно (рис. 46). Высо­та кривой (U) над значением М приблизи­тельно равна 0,3989. Асимметрия стан­дартной, как и любой другой нормальной, кривой равна нулю, эксцесс {Q) — трем (см. Оценка типа распределения). Рас­пределение показателей, получаемых в эмпирических психологических и психо­диагностических исследованиях при боль­шом числе наблюдений, как правило, при­ближается к Н. р.

На практике важную роль имеет вы­числение площади слева от любой точки на оси абсцисс, ограниченной участком нормальной кривой и ординатой этой точки. Так как площадь стандартного Н. р. равна единице, то доля этой площа­ди отражает частоту случаев с х_г мень­шими, чем данное значение на оси X. Ре­шение уравнения де Муавра для любого значения х неудобно, поэтому для опре­деления площади слева от данного зна­чения в различных Н. р. (по оси z) име­ются специальные таблицы (см. табл. 1 Приложения III).

Важнейшим качеством Н. р. является то, что для семейства нормальных кривых характерны одинаковые доли площадей, лежащих под участками, ограниченными равными значениями о. При этом любую нормальную кривую можно свести к еди­ничной и таким образом ответить на во­прос о площади между выбранными точка-

Площадь слева от г для этого значения составит 0,1020 (10,2%). Следовательно, число лиц, имеющих оценку ниже 8,3, составляет 89,8%, а число лиц с оцен­кой в интервале 8,3-10,4 составляет 97,5-89,8 = 7,7%.

Число случаев в пределах стандартно­го отклонения можно легко определить без расчетов. Так, в интервале оценок, со­ответствующих -2с и -а, находится 13,6% обследованных (см. рис. 46).

Н. р. наиболее часто применяют для статистического описания совокупности эмпирических данных, оценки совокуп­ности генеральной по выборке, для стан­дартного нормирования тестовых баллов и перевода их в оценки шкальные (см. Стандартизация). На свойствах Н. р. основаны статистические критерии про­верки гипотез (г-критерий, критерий X², /^-критерий Фишера, ^-критерий Стьюден-таидр.).

,г-Критерий широко применяется для проверки коэффициентов -корреляции:

где а — допустимый уровень значимос­ти (а * 0,05), V = 1 - 2 • 0,05: 2 * 0,45. По статистическим таблицам определяет­ся, что ординате U = 0,45 соответствует

2_кр = 0,65. В нашем примере г > г_кр вы­численный коэффициент корреляции зна­чим на уровне а < 0,05 и лишь менее чем в 5% случаев равен нулю.

НОРМАТИВНОЕ ОЦЕНИВАНИЕ —

подход к оценке-и интерпретации измеря­емых тестом показателей, отражающих особенности личности или поведения, пу­тем сравнения индивидуальных результа­тов со статистическими значениями нор­мативной выборки.

Н. о. более распространено по срав­нению с альтернативным принципом ип-сативного оценивания. Здесь наиболее полно проявляется измерительный, квантифицирующий, характер психомет­рических техник. Существенным досто­инством Н. о. является возможность строгого ранжирования испытуемых по результатам относительно выборочных данных, использования метрических шкал интервалов (см. Шкалы измери­тельные), относительная доступность интерпретации оценок пользователям психодиагностической информации (см. также Нормы тестовые, Стандарти­зация, Оценки шкальные).

К недостаткам Н. о. относится эмпи­ричность рассчитываемых показателей, определенная условность перенесения выборочных данных на индивидуальное обследование. В качестве подхода, по­зволяющего минимизировать недостатки Н. о., при сохранении его основных по­ложительных сторон можно указать на Раша шкалы, с помощью которых ре­зультат испытуемого оценивается на ос­нове «задание—ответ» зависимостей. Следует, однако, отметить, что Раша мо­дель психологического тестирования в принципе также должна быть отнесена к Н. о., поскольку для расчета вероятнос­ти решения того или иного задания ис­пользуются данные специальных выбо­рок испытуемых.

НОРМЫ ТЕСТОВЫЕ — количествен­ные и (или) качественные критерии оцен­ки результатов теста, позволяющие опре­делить уровень достижений или степень выраженности психологических свойств, которые являются объектами измерения. В качестве таких критериев выступают статистические показатели выборки стан­дартизации, а также различные признаки-симптомы, свидетельствующие о том или ином уровне выраженности диагностиру­емых качеств.

В психологической диагностике наи­более распространены количественные Н. т., полученные на основании определе­ния средних величин х и дисперсии в вы­борке стандартизации (см. Меры цент­ральной тенденции, Меры изменчивос­ти). Рассчитанные для нормативной вы­борки х среднее и дисперсия являются ос­новой для разработки оценок шкальных теста. Количественные Н. т., упорядочен­ные в шкалы на основе процедур z-преоб-разования (см. Нормальное распределе­ние, Стандартизация), содержатся в специальных таблицах, прилагаемых к ру­ководствам по проведению тестирования. В этом виде Н. т. позволяют установить относительное место каждого конкретно­го результата по сравнению с выборочны­ми данными, выраженными в долях дис­персии. Такие количественные Н. т. наи­более типичны для тестов интеллекта, опросников личностных и др. В проек­тивных техниках, в силу известных зат­руднений, возникающих при формализа­ции оценок первичных, вследствие слож­ности учитываемых диагностических по­казателей, количественные Н. т. не столь распространены.

Своеобразной переходной формой между количественными и качественны­ми Н. т. являются критерии оценки наибо­лее ранних тестов интеллекта. Так, в Вине—Симона умственного развития шкале Н. т. представлены в виде норма-

тигшых заданий, на выполнении или невы­полнении которых базируется установле­ние умственного возраста и интеллек­та коэффициента.

В виде качественных Н. т. могут выс­тупить стандартизированные наборы ква­лификационных требований к испытуемо­му, аналогичные шкалам умственного развития, либо специально разработан­ные для данного теста комплексы диагно­стических признаков. Примером после­дних может служить условная шкала оп­ределения уровня алкоголизации:

0 уровень — полное воздержание от ал­коголя; отсутствие опыта приема.

1 уровень — эпизодический прием; не­приятные воспоминания о приеме ал­коголя.

2 уровень — систематический прием; удовольствие от употребления; вклю­чение небольших доз в общий рацион питания.

3 уровень — эпизоды передозировки; возникновение похмелья.

4 уровень — возникновение психиче­ской зависимости; случаи употребле­ния алкоголя с утра для поднятия на­строения.

5 уровень — частые случаи похмелья; активный поиск алкоголя; формирова­ние физической зависимости.

6 уровень — эпизодические запои; при­знаки социальной (главным образом семейной и трудовой) дезадаптации; изменения в эмоциональной и мотива-ционной сферах личности.

7 уровень — продолжительные запои; стойкая зависимость от алкоголя; вы­раженные изменения личности по ал­когольному типу; глубокая социальная дезадаптация.

Приведенные качественные критерии выступают как нормативы, позволяющие отнести индивида к той или иной диагнос­тической группе. Комплексы критериев Н. т. могут быть упорядочены в норматив-

ные или порядковые шкалы (см. Шкалы измерительные).

Одна и та же психодиагностическая методика может иметь количественные и качественные Н. т., взаимодополняющие и обогащающие интерпретацию результа­тов. Н. т. обычно рассчитываются раз­дельно для каждой возрастной группы ис­пытуемых, что является практически обя­зательным условием для тестов общих способностей. Закономерное изменение нормативных показателей здесь служит своеобразным критерием валидности те­ста (см. Валидность по возрастной диф­ференциации). В методиках, применяю­щихся в клинической психодиагностике, иногда разрабатываются разные Н. т. для отдельных контингентов больных (напри­мер, для детей с отклонениями в умствен­ном развитии и нормальных). Реже встре­чается дифференциация норм в зависимо­сти от пола, профессиональных особенно­стей, уровня образования и т. д.

Рестандартизация и определение норм для новой социоэтнической популяции является одним из основных и обязатель­ных элементов адаптации теста.

Наиболее сложным аспектом опреде­ления Н. т. является отбор и комплекта­ция выборки нормирования. Выборка дол­жна соответствовать по своему объему назначению методики (см. Выборки объем). Чем более генерализованной по области применения теста является мето­дика, тем бблыпим должно быть число ис­пытуемых в нормативной выборке. Боль­шое внимание должно при этом уделять­ся обеспечению репрезентативности выборки по отношению к обследуемой те­стом популяции. При одинаковых объе­мах стратифицированная (т. е. уравнове­шенная по основным критериям с сово­купностью генеральной) выборка более эффективна, чем случайная (рандомизи­рованная). Наиболее частыми критерия­ми стратификации являются: социальное

положение, регион проживания, возраст, пол, материальный и образовательный уровень. Ряд психодиагностических мето­дик требует периодического (один раз в 5-7 лет) пересмотра норм в связи с их «старением».

(NEO Personality Inventory, NEO PI) — личностный опросник (аббревиатура в названии расшифровывается как «нейро-тизм», «экстраверсия», «открытость»).

Разработан П. Коста и Р. Мак-Креем в 1992 г. на основе более ранних версий: NEO Inventory (1978), дополненного и пе­ресмотренного NEO Inventory (1983) и NEO Personality Inventory (19Р5, 1990). Предназначен для измерения пяти гло­бальных факторов личности у здоровых лиц в возрасте от 20 до 80 лет.

Теоретической основой опросника яв­ляется получившая широкое распростра­нение в зарубежных исследованиях кон­цепция, названная «Большая пятерка» (Big Five). Предполагается существова­ние пяти универсальных факторов, исчер­пывающе описывающих личность. Это «нейротизм» (neuroticism, N), «экстравер­сия» (extraversion, E), «открытость опы­ту» (openness to experience, О), «согла­сие» (agreeableness, А) и «сознатель­ность» (conscientiousness, С). Многочис­ленными исследованиями, выполненными в разных странах на основе психолингви­стического, а затем факторного анали­за огромного количества языковых обо­значений личностных черт в нацио­нальных языках, подтверждается суще­ствование указанных факторов. На этом основании делается вывод о существова­нии общих особенностей в структуре лич-

ности, являющихся универсальными для разных языковых культур, для разных стран (близкие к «большой пятерке» фак­торы были обнаружены на русскоязычной выборке А. Г. Шмелевым, 1996).

Опросник состоит из 240 утверждений и трех контрольных заданий («лжи­вость»), на которые должны быть даны от­веты по 5-балльной шкале от «полностью не согласен» до «полностью согласен». Помимо измерения пяти факторов, мето­дика дифференцирует шесть лежащих в основе каждого из них параметров, что может иметь значение для ряда исследо­ваний личности.

Имеется три варианта R-NEO-PI: фор­ма для самооценки (S), форма для оценки со стороны наблюдателя (R) и сокращен­ная форма S, названная «НЭО пятифак-торный опросник» (NEO Five-Factor Inventory). Сокращенная форма может быть использована только для обследова­ния взрослых в тех случаях, когда необхо­димо быстро получить диагностические показатели.

Надежность ретестовая (интервал 6 месяцев) — от 0,86 до 0,91 для факто­ров личности и от 0,66 до 0,92 для их со­ставляющих параметров; при интервале в 6 лет — около 0,80 для N, Е и О (форма S) и около 0,75 для формы R. В соответ­ствующих исследованиях (см., напр., Ви-диджер, 1992) сообщается о достаточно высокой валидности конвергентной и валидности дискриминативной. Валид­ность конструктная может быть под­тверждена лишь данными о валидности пятифакторной модели личности.

Имеются сведения о русскоязычной адаптации опросника, однако соответ­ствующие публикации не обнаружены.

Дата добавления: 2015-06-04