Расчет теоретических частот, соответствующих нормальному распределению первичных тестовых оце­нок 3 страница

МЕЙЛИ ИНТЕЛЛЕКТА АНАЛИТИ­ЧЕСКИЙ ТЕСТ (Meili Analytischer In­telligence Test, AIT) — тест интеллек­та. Предназначен для измерения уровня интеллектуального развития. Опублико­ван Р. Мейлив 1928 г.

Тест можно использовать для обсле­дования лиц старше 11 лет. Материал М. и. а. т. включает шесть групп заданий-субтестов, каждый из которых базирует­ся на достаточно известных в эксперимен­тальной психологии методиках.

1 субтест — установление после­довательности событий по серии кар­тинок. Испытуемому объясняют, что в представленных ему картинках отражено какое-либо событие. Однако лишь первая картинка соответствует своему месту. Необходимо с помощью нумерации указать правильный порядок расположения картинок. За каждое правильное решение дается 1 балл. Время выполнения серии заданий — 5 мин.

2 субтест — продолжение число­вых рядов по установленной законо­мерности. Время выполнения — 5 мин., верное решение каждого ряда оценивает­ся в 1 балл. Возможна оценка ¹/₂ балла в случае, если испытуемый обнаруживает верное понимание сути задания, но в от­ветах допускает ошибки, расцениваемые как проявление недостаточности активно­го внимания.

3 субтест — составление предло­жения по трем предлагаемым словам. На каждый набор слов дается 2 мин. Ис­пытуемый должен успеть составить как можно больше предложений. В качестве критерия оценки выступает не стилисти­ческое оформление фразы, а мысль, объе­диняющая слова. Соответственно этому предлагаются три вида оценок: связываю­щая слова мысль неудачна или фраза лишена смысла — 1 балл; простое, ба­нальное содержание фразы — 2 балла; оригинальная мысль — 3 балла.

4 субтест — дополнение карти­нок. Предлагается серия изображений, в каждом из которых отсутствует фраг­мент. Задача испытуемого — указать, что пропущено в этом месте. Время выполне­ния 5 мин, оценка за верное решение — 1 балл.

5 субтест — составление фигур из частей. Демонстрируется образец, на ко­тором изображены несколько элементов фигур, а затем показываются и фигуры, составленные из этих элементов. После объяснения задания испытуемому предла­гают из нового набора элементов (рис. 38) сложить как можно больше оригинальных фигур. На каждое задание дается 1,5 мин. При оценке учитываются только первые три фигуры, составленные из каждого на­бора элементов. Оценка варьирует в зависимости от количества фигур и их ориги­нальности от 1 до 3 баллов.

6 субтест — геометрические ана­логии. Испытуемому предъявляют пару геометрических фигур, определенным об­разом связанных друг с другом, а также первую фигуру второй пары. Задача испытуемого — нарисовать четвертую фигуру с учетом установленных отношений меж­ду ними (рис. 39).

Рис. 38. Субтест «Составление фигур из частей» Мейли интеллекта аналитического теста

Рис. 39. Субтест «Геометрические аналогии» Мейли интеллекта аналитического теста

В процессе обработки результатов об­следования подсчитывается количество первичных баллов. Среднее арифметиче­ское первичных оценок переводится по таблицам в процентили. По мнению авто­ра, оценки от 35 до 65 соответствуют нор­мальному, среднему уровню общих спо­собностей, выше 80 — высокому уровню. По графическому изображению ре­зультатов в отдельных субтестах (см. рис. 49 к статье Оценки профильные) строится профиль интеллекта. Различают пять типичных профилей, указывающих на характер интеллекта: формально-логи­ческий, образно-конкретный, аналитичес­кий, творческий, равномерно-развитый интеллект (рис. 40). Отмечено, что такая простая интерпретация может быть ис­пользована лишь в случаях отчетливой асимметрии профилей. Если же речь идет о тенденции, обнаруживаемой по одному субтесту, приведенные выше интерпрета­ции неприменимы.

Рис. 40. Варианты интерпретации «профилей интеллекта» Мейли интеллекта аналитического теста

Теоретически Р. Мейли, не претендуя на выделение всех возможных факторов интеллекта, предполагает существование следующих факторов: 1) доступной трудности; 2) пластичности; 3) целостности; 4) беглости. Он указывает, что эти фак­торы представляют собой аспекты процес­сов мышления (понятых с позиции гештальтпсихологии) и всегда выступают совместно. Каждый из этих факторов об­наруживается у любого человека, но с оп­ределенной степенью «насыщенности». Набор факторов характеризует форму ин­теллекта. По данным Р. Мейли, результа­ты факторного анализа подтверждают существование предложенных им четы­рех общих факторов.

В трех из шести субтестов определяет­ся способность установления конкретных связей и зависимостей (1,3. 4). Субтесты 2 и 6 имеют более абстрактный харак­тер, существующие зависимости не всегда можно определить непосредственно. Можно полагать, что здесь в большей сте­пени проявляется абстрактное мышле­ние. Субтест 5 занимает особое место, так как требует визуальной комбинатори­ки. Р. Мейли указывает, что в субгестах 1 и 2 главную роль играют факторы слож­ности задания и пластичности интеллек­та. В двух комбинационных субтестах вы­ступают факторы целостности и беглости. Субтесты 4 и 6 носят наиболее сложный, комплексный характер.

Автором приводятся некоторые дан­ные по корреляции М. и. а. т. с другими методиками диагностики интеллекта. Так, коэффициент корреляции со Станфорд— Бине умственного развития шкалой в различных возрастных группах варьирует от 0,60 до 0,69. Коэффициент корреляции с Амтхауэра интеллекта структуры тестом составляет 0,81 (по данным об­следования испытуемых 15-18-летнего возраста). Имеются данные о связи AIT с Батареей тестов механических способно­стей Вальтера (Walter Batteriе der «Begabung fur Mechanik»). Коэффициенты кор­реляции по отдельным субтестам — 0,56—0,61. Общие показатели надежности ретестовой устанавливаются в пре­делах 0,61-0,67, по отдельным субтестам __ 0,48-0,52; надежности парал­лельных форм — 0,74. Р. Мейли разрабо­тал несколько модификаций теста, на­правленных на обследование различных контингентов испытуемых, в том числе допускающих групповое обследование.

Сведений об использовании в СНГ не имеется.

МЕЙЛИ ПАМЯТИ ТЕСТ (Meili Memory Test) — методика исследования зри­тельной и слуховой памяти. Относится к числу проб памяти по определению коли­чества удержанных членов ряда.

М. п. т. проводится в два этапа. Пер­вый направлен на исследование зритель­ной памяти. Тестовый материал включает две серии картинок с изображением раз­личных предметов. Каждая серия насчитывает 30 карточек, предъявляемых с ин­тервалом 2 с. После демонстрации карти­нок первой серии делается перерыв на 10 с, и затем обследуемый называет по памяти изображенные на карточках предметы. Последовательность перечисления предметов значения не имеет. В протоко­ле обследования отмечается количество правильно названных объектов. В анало­гичном порядке проводится обследование с помощью второй серии карточек (обыч­но на следующий день). Желательно так­же не проводить в один день обследование зрительной и слуховой памяти. Анализ слуховой памяти производится сходным образом путем предъявления двух серий по 30 слов. Полученные результаты могут быть выражены в процентных показате­лях (см. Оценки шкальные). Для оценки результатов проб зрительной и слуховой памяти имеются нормы для испытуемых 7-14 лет и взрослых (отдельно для лиц мужского и женского пола).

По мнению Р. Мейли, с помощью дан­ной методики исследуются лишь обладающие не очень большой диагностической ценностью показатели непосредственной «цепкости» памяти. Для общей оценки со­стояния памяти применение М. п. т. допу­стимо лишь в комплексе с другими ме­тодами. Получение достоверных разли­чий по результатам отдельных серий сви­детельствует о лабильности мнестической функции, недостаточной концентра­ции внимания.

Благодаря компактности и простоте М. п. т. может применяться в качестве скрининговой методики (см. Отсеива­ние). Основное распространение М. п. т. в отечественной психологической диаг­ностике получил в области клинических исследований (Мейли, 1969; В. М. Блейхер и И. В. Крук, 1986).

МЕРЫ ИЗМЕНЧИВОСТИ — статис­тические показатели вариации (разброса) признака (переменной) относительно среднего значения, степени индивидуаль­ных отклонений от центральной тенден­ции распределения. М. и. позволяют су­дить о достоверности и однородности полученной эмпирически совокупности данных, существенности сходств и разли­чий в распределении и сравниваемых группах распределений, точности прове­денных измерений.

Одна и та же средняя величина может характеризовать совокупности данных, в которых размеры вариации признака зна­чительно отличаются друг от друга. Так, например, при обследовании уровня дос­тижений по отдельному предмету двух групп учащихся может оказаться, что = , однако в первой группе показате­ли плотно концентрируются около , что отражает одинаковый, стабильный уро­вень подготовки, а во второй наблюдает­ся значительный разброс (часть учащих­ся, предположим, в силу индивидуальных интересов и самостоятельной углублен­ной подготовки достигают очень хороших результатов, в то время как большинство других имеют показатели существенно ниже, чем в первой группе).

Наиболее простым и наглядным спосо­бом представления разброса данных явля­ется размах распределения, т. е. разность между самым высоким и самым низким результатами. Однако эта М. и. неточна и неустойчива, поскольку характеризует только два показателя в выборке незави­симо от объема последней. Случайный, необычно низкий или высокий результат может заметно повлиять на величину раз­маха. Более точная М. и. основана на уче­те разности между каждым индивидуаль­ным результатом и средним значением по группе. Таким показателем является среднее абсолютное (линейное, ариф­метическое) отклонение (d):

где означает, что суммируются значения отклонений от без учета зна­ка, п — объем совокупности.

Недостаток показателя заключает­ся в том, что он не учитывает знак откло­нения, поэтому гораздо более информа­тивными М. и. являются дисперсия и среднеквадратическое отклонение.

Дисперсия представляет собой сред­нюю квадрата отклонений индивидуаль­ных значений признака от их средней ве­личины и обозначается :

где — сумма квадратов разно­стей между средним и индивидуальным значением признака; n — количество ва­риантов.

Расчет дисперсии применяют для вы­деления выборочной совокупности, определения ошибки выборки, однородности изучаемой совокупности по тому или ино­му признаку. Он лежит в основе фактор­ного анализа, дисперсионного анализа и ряда других статистических методов. Применение дисперсии как М. и. не все­гда удобно, так как размерность диспер­сии равна квадрату размерности изучае­мого признака. Поэтому для измерения вариации вычисляется среднее квадра­тическое отклонение а, равное корню квадратному из суммы квадратов отклоне­ний индивидуальных значений признака от среднего, т. е. дисперсии:

Следует заметить, что более точной характеристикой дисперсии является величина . Такая поправка необходима при небольших статистических выборках.

Величина квадратного корня из дис­персии носит также название стандарт­ного отклонения (σ, S_x). Стандартное отклонение является общеупотребимой мерой вариации, так как для многих распределений, приближающихся к нормаль­ному, мы приблизительно знаем, какой процент данных лежит внутри одного, двух, трех и более стандартных отклоне­ний от среднего.

Дисперсия и среднее квадратическое отклонение как меры вариации признака имеют некоторые недостатки. Они недо­статочно точно характеризуют изменчи­вость признака, т. к. отражают абсолютный размер отклонений. Это неудобно при сопоставлении распределений с различ­ной размерностью и значением призна­ков. Для устранения этого недостатка аб­солютные числа переводятся в относи­тельные. Отношение квадратического от­клонения к средней, выраженное в процентах, называется коэффициентом ва­риации V:

Отношение среднего линейного откло­нения к средней арифметической, выра­женное в процентах, называется линей­ным коэффициентом вариации:

Отношение размаха вариации (R) к средней арифметической, выраженное в процентах, называется коэффициентом асцилляции:

МЕРЫ ЦЕНТРАЛЬНОЙ ТЕНДЕН­ЦИИ — характеристики совокупности переменных (признаков), указывающие на наиболее типичный, репрезентативный для изучаемой выборки результат. Если предположить, что множество результа­тов исследования расположено на число­вой прямой, то центральная тенденция будет проявляться в ориентации, группи­ровании результатов относительно опре­деленного участка этой прямой. М. ц. т. являются наиболее широко применяемы­ми статистическими показателями, ис­пользуемыми не только для характерис­тики количественных признаков, выра­женных в интервальных шкалах, но и для анализа качественных признаков в порядковых шкалах путем приписывания им ко­личественных индексов. Наиболее рас­пространенными М. ц. т. являются сред­ние величины:

1. Простая средняя арифметичес­кая

где x_i1... x_in — значения переменной, п — число наблюдений.

2. Взвешенная средняя арифме­тическая

т. е. взвешенная равна отношению сум­мы произведений каждого значения пере­менной на ее удельный вес к сумме весов. При расчете взвешенной х интервально­го ряда за исходные варианты принимают­ся середины интервала, определяемые как простые х крайних значений каждого ин­тервала.

3. Средняя геометрическая

4. Средняя гармоническая

где x_i — значения переменной, n_i — час­тоты встречаемости признака.

5. Средняя квадратическая (S) вопределенной степени отражает меру из­менчивости признака и определяется по формуле:

Средняя квадратическая используется при вычислении среднего квадратическо­го отклонения.

Другими распространенными М. ц. т. являются мода и медиана.

Мода (Мo) — значение, наиболее ча­сто встречающееся в ряду переменных. Для случаев, когда все значения в выбор­ке встречаются одинаково часто, считает­ся, что распределение не имеет моды. Если два соседних значения имеют одина­ковую частоту и эта частота больше час­тот других значений, мода является средним этих двух значений. В случае, если два несмежных значения имеют равные частоты и они превышают частоты других значений, существуют две моды.

В психологической диагностике оп­ределение Мо используют для выяснения наиболее часто встречающихся значений признаков, расположенных в интерваль­ных шкалах. С этой целью определяется модальный интервал, в пределах которо­го находится Mo, aзатем — приближен­ное значение модальной величины при­знака по формуле:

где х₀ — нижняя граница модального ин­тервала, h — величина интервала, f _m-1 — частота интервала, предшествующего мо­дальному, f _m+1 — частота интервала, сле­дующего за модальным.

Медиана (Me) — значение, которое делит пополам упорядоченное множество переменных, расположенных в порядке возрастания или убывания. Так, если в распределении фигурируют стандартные IQ-оценки, Me будет точка шкалы, соот­ветствующая 100 баллам.

При выборе и интерпретации М. ц. т. необходимо учитывать следующие осо­бенности и правила использования приве­денных показателей.

1. При определении средних величин необходимо тщательное соблюдение тре­бований однородности переменных, реп­резентативности и достаточности объе­ма выборки.

2. Расчету средних величин должна предшествовать предварительная разбив­ка изучаемой совокупности на качествен­но однородные группы.

3. Являясь обобщенной характеристи­кой ряда, М. ц. т. не позволяют учитывать его вариации. Наряду с М. ц. т. обязатель­но использование мер рассеяния (см. Меры изменчивости).

4. Me не зависит от величин и частот встречаемости в рамках определенного множества переменных.

5. В малых совокупностях Мо неста­бильна и может сильно изменяться при единичных и незначительных вариациях переменных.

6. Каждое значение переменной влияет на величину средних. Если одно какое-нибудь значение меняется на С единиц, изменяется в том же направлении на единиц. Это свойство особенно важно с т. з. возникновения ошибок средних из зa выделяющихся значений переменных.

7. В унимодальных симметричных выборках среднее, Me и Мо совпадают.

МЕТОДИКА РАССКАЗОВ ДОПОЛ­НЕНИЯ (Methode des histoires a comple­tes) — проективная методика исследо­вания личности. Относится к «истории завершение» методикам. Разработана М. Тома в 1937 г. с целью выявления лич­ностных особенностей и значимых конф­ликтов детей.

Состоит из 14 неоконченных расска­зов, которые испытуемому предлагают за­кончить. Например, рассказ № 1: «Маль­чик идет в школу. На перемене он не играет с другими детьми, он остается один в углу. Почему?» Рассказы с 1-го по 7-й касаются семейных конфликтов: с 7-го по 14-й — снов, желаний, любимых сказок, фантазий; они дают больше информации, чем предыдущие рассказы. Методика предназначена для обследования детей 4,5-12 лет. Особенно эффективна при об­следовании детей 6-7 лет.

Интерпретация преимущественно ка­чественная и основана на интуиции ис­следователя, чаще всего осуществляется с психоаналитических позиций (ср.: Дюсса (Десперт) сказки). Анализируются в первую очередь следующие пара­метры: 1) рассказы о сновидениях; 2) наиболее часто встречающиеся сказочные завершения: 3) проявление же­лания смерти.

Автop считает, что соответствие результатов, полученных с помощью мето­дики, данным наблюдений за этими же детьми составляет 90%. Других сведе­нии, имеющих отношение к валидности и надежности методики, не имеется. Тест получил признание во многих стра­нах

Данных об использовании в СНГ не имеется.

МЕТОДИКА ЭКСПРЕСС-ДИАГНОС­ТИКИ ИНТЕЛЛЕКТУАЛЬНЫХ СПО­СОБНОСТЕЙ (МЭДИС) — тест интеллекта. Предложен Е. И. Щеблановой, И. С. Авериной и Е. Н. Задориной в 1994 г. Предназначен для измерения интеллектуальных способностей детей в возрасте 6-7 лет.

Создан нa основе тестов KFT 1-3 (Kognitiver Fahigkeits Test fur 1 bis 3 klassen, 1983), разработанных в Мюнхенском университете для диагностики познавательных способностей одаренных первоклассников. Авторы ставили перед собой задачу конструирования теста для отбора детей в школу. Методика состоит из 4 суб­тестов, включающих по 5 заданий возрас­тающей сложности. Задания представле­ны в виде рисунков, что дает возможность тестировать детей независимо от их уме­ния читать. Также предлагаются трениро­вочные задания, соответствующие тесто­вым. Первый субтест — выяснение об­щей осведомленности учащихся, их словарного запаса; второй дает возможность оценить понимание количественных и ка­чественных соотношений между предметами и явлениями; третий позволяет опре­делить уровень логического мышления, аналитико-синтетической деятельности ребенка; четвертый субтест направлен на диагностику математических способнос­тей. Время выполнения заданий не огра­ничивается, разработаны две эквивалент­ные формы (А и Б). Возможно групповое обследование.

Валидность определялась сравнени­ем результатов 100 учащихся первых классов московских школ с данными, по­лученными с помощью KFT 1 -3 (для фор­мы А — r = 0,817 при р < 0,0001, для Б - r = 0,782 при р< 0,0001). Методика апробирована при отборе детей в 1 класс школы для одаренных учащихся. Авторы сообщают о том, что данные тестирования подтверждаются результатами собеседо­вания. Указывается на удовлетворитель­ную надежность методики.

М. э.-д. и. с. рекомендуется для быст­рой ориентировочной диагностики уровня интеллектуального развития и выявления одаренных детей.

МИЛЛЕРА АНАЛОГИЙ ТЕСТ (Miller Analogies Test, MAT) — тест вербаль­ный, относящийся к группе тестов дос­тижений. Разработан Г. Миллером в 1926 г. и направлен на диагностику подготовленности выпускников средних школ, поступающих в высшие учебные заведе­ния. Материал тестовой серии включает 100 заданий, оформленных в виде анало­гий. Время выполнения каждой серии — 50 мин. Примеры заданий:

1. Серый: Слон:: (а) белый, б) корич­невый, в) зеленый, г) серый): Мед­ведь гризли.

7. Композитор: Соната:: (а) физик, б) художник, в) скульптор, г) ав­тор): Литография.

46. Гектор: (а) Рим, б) Карфаген, в) Си­цилия, г) Троя):: Ахилл: Греция.

96. Палестрина: XVI в.:: (а) Бетховен, б) Бах, в) Чайковский, г) Стравинс­кий): XX в.

100. Исмаил: (а) Агарь, б) Ревека, в) Эс­фирь, г) София):: Исаак: Сарра.

Имеется одна тренировочная серия из 100 заданий и 10 основных тестовых се­рий, являющихся взаимозаменяемыми (см. Параллельные формы теста). Пер­вичные оценки пересчитываются в процентили (см. Оценки шкальные), опреде­ленные для разных специальностей, по которым обучаются студенты (психоло­гия, педагогика, естественные науки, об­щественные науки, гуманитарные науки, работники социальных служб, работники здравоохранения и т. д.). Валидность со­держательная М. а. т. определяется пе­речнем сведений, входящих в семь катего­рий, связанных с учебными дисциплина­ми и направлениями обучения: 1. Запас понятий. 2. Общая информированность. 3. Гуманитарные знания (история, лите­ратура, мифология, философия, религия, изобразительное искусство, музыка). 4. Общественные науки (психология, со­циология, экономика, лингвистика, антро­пология, политология). 5. Естественные науки (биология, физика, химия). 6. Ма­тематика. 7. Грамматика.

Исследования валидности конструктной выявили связь результатов М. а. т. с факторами вербальных способ­ностей. Тест оказался в высокой степени связан с факторами осведомленности и владения базовыми знаниями. Валид­ность критериальная (прогностичес­кая) устанавливалась на основе сопостав­ления результатов М. а. т. с академиче­скими успехами в высшей школе. При оценке надежности особое внимание уде­лялось контролю сопоставимости десяти серий теста (см. Надежность параллель­ных форм). Тест многократно модифици­ровался, и на его основе разработаны мно­гие тесты достижений.

Наиболее известным из них является Тест математического рассуждения Доппельта (Doppelt Mathematical Reasoning Test, DMRT). Тест содержит 50 заданий, рассчитанных на выполнение в течение 50 мин. Примеры заданий:

Найти не соответствующий другим членам ряда элемент

1. (а) 8, (б) 16, (в) 10, (г) 4, (д) 12.

5. (а) корень из 33, (б) корень из 18, (в) корень из -4, (г) корень из 27, (д) корень из 25.

33. (а) куб, (б) трапеция, (в) сфера, (г) пирамида, (д) параллелепипед.

М. а. т. лежит в основе и Миннесотского теста технических аналогий (Minne­sota Engineering Analogies Test, MEAT). М. а. т. и его модификации широко рас­пространены в США, он достаточно популярен в Канаде, Австралии, Великобрита­нии и на Филиппинах. Сведений об использовании в СНГ нет.

МИЛЛОНА КЛИНИЧЕСКИЙ МНО­ГООСЕВОЙ ОПРОСНИК (Millon Clini­cal Multiaxial Inventory, MCMI) — опрос­ник личностный. Разработан Т. Миллоном в 1977 г. (последующие пересмотры в 1987г. — MCMI-II и 1994 г. MCMI-III) с целью «построения профиля шкальных оценок для детального анализа личности и динамики симптомов».

М. к. м. о. состоит из 175 вопросов, тре­бующих ответа «да» или «нет» и образую­щих 27 шкал (здесь и далее о MCMI-III). Эти шкалы подразделяются на пять сек­ций:

I. Секция клинических личностных паттернов:

1 Шизоид;

2А Избегающий;

2В Депрессивный;

3 Зависимый;

4 Истерический;

5 Нарциссический;

6А Антисоциальный;

6Б Агрессивный (садистический);

7 Компульсивный;

8А Пассивно-агрессивный (негативистический);

8В Самоповреждающий (мазохистический).

II. Секция выраженной личностной па­тологии:

S Шизотипическая;

С Пограничная;

Р Параноидная.

III. Секция клинических синдромов:

А Анксиозный;

Н Соматоформный;

N Биполярный: маниакальный;

D Дистимический;

8 Алкогольной зависимости;

Т Наркотической зависимости;

R Посттравматического стрессового расстройства.

IV. Секция выраженных синдромов:

SS Расстройства мышления;

СС Депрессия;

РР Галлюцинаторные расстройства.

V. Секция изменения показателей (обнаружение тенденций к искажению от­ветов):

X Раскрытость;

Y Желательность;

Z Заниженность;

V Валидность.

Опросник приведен в соответствие с DSM-IV (Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 4-th ed.).

Диагностические шкалы М. к. м. о. разработаны на основе теоретических представлений автора, которые сыграли важную роль в подготовке DSM-III. Ос­новная работа, в которой изложены теоретические воззрения Т. Миллона, — «Со­временная психопатология» (1969). Ав­тор трактует расстройства личности как прототипы. Каждый прототип содержит множество разновидностей. По мнению Т. Миллона, не существуют обособленно, сами по себе, напр., шизоидные или депрессивные типы, есть различные формы, разновидности,в которых ядро или прото­тип личности себя выражает. Т. Миллон совместно с Р. Дэвисом (1995) описал се­рии личностных субтипов для каждого из главных прототипов. Эти субтипы, как указывают авторы, «взяты из чтения со­временной и исторической литературы, они близки клинической мудрости, куль­турным мифам и эмпирическим фактам. Часто они представляют собой смесь главных типов».

Опросник предназначен для обследо­вания в клинике лиц от 18 лет и старше, имеющих эмоциональные, поведенческие или личностные проблемы. Стандарти­зирован на различных выборках. Значе­ния коэффициента альфа от 0,66 до 0,89 для личностных шкал (1-8В) и от 0,71 до 0,90 для шкал клинических синдромов (А—РР). Надежность ретестовая для шкал А—РР от 0,84 до 0,96. В литературе дается в целом позитивная оценка теоре­тического фундамента и методологии конструирования опросника, что позволяет говорить о его валидности конструктной.

Сведений об использовании в СНГ нет.

Дата добавления: 2015-06-04