Основные характеристики опросников, предназначенных для диагностики честности 2 страница

П. п. не может быть объяснен без психологического анализа процесса фор­мирования ответов на вопросы личност­ных опросников. Согласно М. Новаковской, вопросы, оставаясь формально неизменными, подвержены семантическим (психологическим) преобразованиям как в плане интериндивидуальном, так и интраиндивидуальном. Интериндивидуаль­ная изменчивость обусловлена двумя причинами: различия в выраженности измеряемой черты (свойства) у разных обследуемых и различия в понимании значения вопросов. Интраиндивидуальная изменчивость обусловлена вариабельностью значения, трудностью принятия решения об ответе и флуктуацией выраженности черты (последний источ­ник изменчивости можно не учитывать, если интервал между повторными исследованиями невелик).

Для психологической интерпретации П. п. М. Новаковская предлагает разли­чать три детерминанты ответов: выражен­ность черты у обследуемого; значение, придаваемое вопросу; степень легкости принятия решения об ответе. Она подчер­кивает также необходимость отличать вопросы однозначные от многозначных, которые в известном смысле могут быть уподоблены проективным стимулам.

М. Новаковская предлагает различать два вида П. п. — типа А и типа В — и ис­ходить из следующих гипотез их возник­новения. Парадокс типа А возникает при вопросах, поддающихся различному истолкованию (многозначных), а также в том случае, когда трудно принять реше­ние об ответе. Такие вопросы имеют вы­сокий показатель дискриминативности при значительной вариабельности ответа. Парадокс типа В возникает при однознач­ных вопросах, для которых легко подо­брать ответ. Сюда же должны быть отне­сены т. н. односторонние диагностичес­кие вопросы, или те вопросы, для которых только один тип ответа является диагнос­тически значимым. Подобные вопросы характеризуются слабой дискриминатив­ностью и незначительно выраженной ва­риабельностью.

Необходимо учитывать П. п. при кон­струировании (адаптации) личностных опросников.

ПСИХОМЕТРИЯ (психометрика) (греч. ψυχη' — душа и μετρον — мера) — об­ласть психологии, связанная с теорией и практикой измерения психических явле­ний.

Понятие П. введено в 1734 г. Христиа­ном Вольфом, впервые указавшим на воз­можность измерения в психологии. Од­ним из первых измерений в психологии было измерение времени реакции. Поэто­му первоначально под П. понималось из­мерение временных характеристик психи­ческих процессов. Впоследствии, по мере развития психологического эксперимен­та, строящегося по образцу и подобию ес­тественных наук, к П. начинают относить все то, что связано с количественным оп­ределением психических явлений. При таком понимании, весьма распространен­ном и сегодня, П. включает в себя весь спектр психологических измерений — от психофизических до личностных.

Создание любого психологического инструмента измерения требует соблюде­ния определенных требований. Эти требо­вания касаются точности, достоверности и адекватности методики измерения, со поставимости получаемых с ее помощью результатов. Соответствие этим требова­ниям устанавливается путем применения специальных математико-статистических процедур (см. Валидность, Надеж­ность). Совершенствование математико-статистического аппарата, его разработ­ка, в свою очередь, прежде всего связаны с конструированием психологических те­стов. Подтверждением сказанного явля­ется то, что ряд современных статисти­ческих методов созданы в ходе решения психологических задач (см., напр., Фак­торный анализ). П., таким образом, по­лучает преимущественное развитие в пси­хологическом тестировании, поэтому не­удивительно, что в некоторых работах они отождествляются. Т. о., во многом благодаря развитию тестирования, в 20-30-е гг. формируется особая область психометрии, которая имеет дело с ин­дивидуальными психологическими разли­чиями, — психометрия дифференци­альная.

ПСИХОМЕТРИЯ ДИФФЕРЕНЦИ­АЛЬНАЯ (психометрика дифференци­альная) — область психометрии, опреде­ляющая и обосновывающая требования к измерению индивидуально-психологических различий в психологической ди­агностике.

П. д., как особое направление психо­метрии, возникла в связи с появлением и развитием психологических тестов и окончательно оформилась в конце 20-х — начале 30-х гг. нашего века. Основными направлениями П. д. являются: общая те­ория измерения психологических феноме­нов, конструирование на ее основе средств измерения, их психометрическая адаптация к новым условиям пользова­ния, а в связи с этим анализ задач тес­товых, обеспечение их валидности, на­дежности и стандартизации.

-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 А обследуемый выполняет с помощью экс­периментатора. Образцы заданий-матриц из черно-белого варианта Р. п. м. приведе­ны на рис. 53.

Рис. 53. Образцы заданий Равена прогрессивных матриц

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 А. 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. Обследуемый 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-синтетическая мыслительная деятельность).

Обработка полученных результатов проста. Каждое верное решение оценивается 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 теста испытуемыми из выборки стандартизации. Варианты распределения по таб­лице определяются в соответствии с об­щей 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 — 1. Табличное распре­деление сравнивают с полученным в кон­кретном 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_B, 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 неогенеза Ч. Спирмена. В соответствии с те­орией перцепции форм каждое задание может быть рассмотрено как определенное 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. Векслера интеллекта измерения шкалы) со­ставляют 0,70-0,74; для испытуемых в возрасте 9-10 лет — 0,91; Станфорд— Бине 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, варьи­рует 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 (Mill-Hill Vocabulary Sca­les), что, по мнению разработчиков, в немалой мере способствует расширению об­ласти применения теста. Интересная модификация 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-перцептуальную 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., где r — измеряемая способность, а i — верное решение) к оценке вероятнос­ти решения любой из них. Другими словами, посредством соотнесения двух поряд­ковых шкал: рангового ряда серии зада­ний (r) и рангового ряда вероятностей ре­шения (р) образуется пропорциональная шкала. Логарифмированием коэффициен­тов

можно получить линейное аддитивное отношение разности (x_r – α_i), 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 _ги d_i 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_i, 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 Рашу позволяет разрабатывать однородные, вы­соко дискриминативные тесты (см. Внут­ренняя согласованность, Надежность по внутренней согласованности, Дискриминативность 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. ш. при конструировании тестов индивидуально ориентирован­ных.

РЕВЕРСИВНЫЙ ТЕСТ —тест ин­теллекта, относящийся к группе невер­бальных, разработан А. В. Этфельдтом.

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.

Рис. 54. Пример заданий реверсивного теста

Время выполнения не ограничено, за каждый правильный ответ начисляется 1 балл. Первичные данные переводятся в оценки 4-балльной шкалы, которые ин­терпретируются следующим образом: отсутствие 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 валидности 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 показателя и одного (или группы) из объясня­ющих факторов, позволяют дать предварительную наглядную оценку воздей­ствия фактора на результирующий при­знак (рис. 55).

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

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

у = а + bх,

где а — свободный член уравнения, b — коэффициент регрессии. С т. з. аналити­ческой геометрии b — угловой коэффици­ент, определяющий наклон линии ре­грессии по отношению к осям X, Y. В ас­пекте Р. а. этот параметр показывает, на­сколько в среднем величина признака Y изменяется при соответствующем изме­нении на единицу меры признака X. На­глядное представление об этом парамет­ре и о положении линий регрессии Y по X и X по Y в системе прямоугольных коор­динат дает рис. 56. Показано, что линии регрессии пересекаются в точке 0 (), соответствующей средним арифметическим корреляционно связанных друг с дру­гом признаков Y и X. Линия АВ, проходя­щая через эту точку, изображает полную функциональную зависимость между пе­ременными Y и X (коэффициент корреля­ции r = 1). Чем сильней связь между Y и X, тем ближе линии регрессии к АВ, и на оборот, чем слабее эта связь, тем более удаленными оказываются линии регрес­сии от АВ. При отсутствии связи между признаками (r = 0) линии регрессии ока­зываются под прямым углом по отноше­нию друг к другу.

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

Для нахождения рассмотренных выше параметров (а, b) решается система урав­нений:

отсюда

или

или

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

Таблица 22

Дата добавления: 2015-06-04