И М. А. Джерелиевской (1991). Названия соответствуют полюсам факторов 16ЛФ. 2 страница

Таблица 33

	Корреляции между баллами ГОЛ по 16 шкалам (строки) и PC 16 шкал (столбцы) по взаимным оценкам студентов.
1.	0,29	0,36*	,0,02	-0,01	-0,01	0,07	0,33	0,07
2.	-0.29	-0,25	-0.04	0,06	-0,03	0,10	-0,09	0.01
3.	0,28	0,22	0,14 о	0,11	0,36*	-0,08	0,02	0,02
4.	-0.38*	-0,36*	-0,15	-0,10	-0,23	0,01	-0,20	-0.06
5.	0,23	0,28	0,30	-0,02	-0.16	-0,15	0,20	0,20
6.	0,15	0,09	0,13	-0,11	0,09	0.09	0,20	0,17
7.	0,17	• 0,03	-0,05	-0,03	0,19	-0,09	-0,14	-0,25
8.	0,38*	0,19	0,23	0,15	0,37*	0,07	0,16	0,19
9.	-0,48**	-0,33	-0.31	-0,06	-0,02	-0,25	-0,52**	-0,26
10.	-0,04	-0,29	-0,21	-0,06	-0,21	-0,35*	-0,32	-0,09
П.	-0,21	-0,23	-0,13	-0,04	-0,06	-0,09	-0,29	-0,02
12.	-0,37*	-0,48**	-0,06	0,02	-0,16	-0,03	-0,38*	-0,06
13.	0,13	-0,16	0,07	-0,13	-0,26	-0,05	-0,06	-0,03
14.	0,43*	0,30	0.12	-0,18	0,01	0,11	0,26	0,09
15.	-0,01	-0,24	-0,02	-0,12	-0,24	-0,04	-0,12	-0,11
16.	0,08	0.31	0.04	-0,06	0,18	0,01	0,19	0,22

Таблица 33

(окончание)

							.15
1.	0.13	0,28	0,06	0,28	0.27	-0,19	0,29	0,13
2.	-0,18	-0,19	0,04	-0,16	-0,07	-0,05	-0,23,	-0.16
3.	0,37*	0.17	-0.33	0,28	0,20	0,19	0,21	0,06
4.	-0,29	-0.22	0.20	-0,40*	-0,25	-0.17	-0,29	-0,16
5.	0,12	0,21	-0.08	■ 0,35*	0,09	0,00	0,23	0,04
6.	-0,09	-0,12	0,13	0,01	-0,24	0,07	-0,11	0,06
7.	0.29	0,08	-0,33	0.13	0,15	0,07	0,06	0,07
8.	0,23	0,15	-0,22	. 0,30	0,23	0,35*	0,19	0,10
9.	0,00	-0,25	-0,13	-0,32	-0,07	. -0,22	-0,10 •	-0,18
10.	0,07	-0,04	-0,18	-0,25	г0,15	0.09	-0,07	-0,18
11.	-0,03	-0.04	0,02	-0,32	0,00	-0.12	0,06	-0,14
12.	-0 14	-0,27	0,02	^■0,39*	Ч),25	. -0,09	-0,31	-0,18
13.	-0,19	0,03	-0,03	-0,15	-0,19	. -0,03	-0,15	-0,04
14.	0,12	0,17	-0,05	0,17	0,14	-0,02	0,30	0,08
15.	-0,45**	-0,11	-0,03	-0,23	-0,26	0,11	-0,30	-0,18
16.	0.16	0,04	0,03	0,22	0,13	0,01	0,21	0,12

Обычно мы рассчитывали только связи между PC и «акцентуацией» одноименной диагностической шкалы, что в данном случае относится толь­ко к 16 показателям, стоящим по главном диагонали табл. 33. Здесь же мы имеем на порядок больше данных. И прежде всего за счет так называемых «косвенных» связей — между PC одних конструктов и «пиками» ГОЛ по другим шкалам. Первый столбец этой таблицы можно интерпретировать так (учитываются только значимые корреляции, помеченные звездочками): по уму своих однокурсников в большей степени различают студенты, которых характеризуют следующими чертами: «реалист, честолюбивый, смелый, об­щительный, доминирующий». Второй столбец содержит данные PC по аг­рессивности: «доминирующий, дальновидный, смелый». Далее по организо­ванности: «темпераментный, общительный». По замкнутости: «реалист, до­минирующий». По избалованности: «незаурядный». Таким образом, в каж­дом столбце мы находим своего рода диагностический «ключ», с помощью которого с определенной степенью точности мы можем восстанавливать на основании параметров «различающая сила» (PC) конструктов показатели черти испытуемых по ГОЛ.

Но может быть, и эти связи случайны? Хотя многие из них выглядят содержательно весьма правдоподобными. Для строгого ответа на этот вопрос

мы прибегли, как это уже говорилось выше в отношении показателей сцеплен-ности факторов, к перекрестной валидизации {Анастази, 1982, с. 197, т. 1): проверяли, насколько воспроизводятся эти результаты не только при оценива­нии однокурсников, но и при оценивании значимых других — в репертуарном тесте. Мы рассчитывали матрицу корреляций для pen-теста, аналогичную той, которая дается для взаимных студенческих оценок (см. табл. 34).

Таблица 34

		Корреляции между и PC 16 шкал	баллами ГОЛ (столбцы) для	по 16 шкалам реп-теста.
1.	0,35*	0,34'	0.39*	0.09	0,29	0,57""	0,47*+	0,14
2.	0.05	-0.09	-0Л8	0,24	-0,09	-0,30	-0,19	0,00
3.	0,13	0,09	0,08	-0,38*	-0,06	0,24	0,22	-0,31
4.	-0.25	-0,38*	-0,34"	0.21	-0,18	-0,51**	-0,37*	0,09
5.	0,29	0,07	0,35 *	0,09	0,15	0,25	0,22	0,16
6.	0.08	0,31	0.10	-0,18	^1 -0.02	0.28	0.22	-0,09
7.	0.03	-0,03	0,11	-0,23	-0,04	0.18	0.22	-0,21
8.	0,27	0,16	0,16	-£,17	-0,06	0,27	0,21	-0.26
9.	-0.24	-0,31	-0,52'*	-0,07	-0,09	-0.52*'	-0.38*	-0,07
10.	-0.14	-0,31	-0,16	0.02	-0,12	-0,04	-0.19	-0,23
П.	-0,11	-0,22	-0,30	-О.03	-0,08	-0.25	-0.14	-0,07
12.	-0.25	-0,46**	-0.39*	0.14	-0,29	-0.64***	-0,51**	-0,06
13.	0.03	-0,25	0,12	0,14	-0,22	-0,22	-0,12	-0.04
14.	0,16	0.25	0,34»	-0,19	0,08	0,57*"	0,36*	-0,09
15.	-0,11	-0,33	-0.08	0.15	-0.17	-0.29	-0,35*	-0,01
16.	0,28	0,37*	0,27	0.21	0,37'	0,35"	0,42*	0,17
1.	0,17	0,34*	0,34*	0,35*	0,43*	0,24	0.53 •♦	0,21
2.	0.07	-0,37*	0,15	0,08	-0.15	-0,09	-0,04	0,05
3.	0,06	0,43*	-0,20	0,04	0,22	0,13	0,07	0,08
4.	0.00	-0,43*	-0,05	-0,27	-0,37*	-0,19	-0,11	-0.13
5.	0,27	0,22	0,18	0,23	0,23	0,18	0,25	-0,08
6.	-0,12	0,16	0,05	-0,14	-0,23	-0,20	-0,02	-0,07
7.	-0,14	0.50" •	-0,32	-0,06	0.18	0,01	0,00	0,22

Таблица 34 (окончание)

. 8-	0,24	0,38*	0,03	0.12	0,26	0,09	------1------------------- -0,01	0,07
9.	0,33	-0,20	-0,25	-0.19	-0,14	0,03	-0,27	0,10
10.	0.27	0,38*	-0.23	-0,24	-0,1,1	0,04	-0,21	-0.09
II	0.34+	0,13	-0,16	-0,18	-0,32	0.13	-0,08	0.02
12.	0.04	-0.36*	-0,22	-41,21	-0,36'	-0.15	-0,27	„--0.11
13.	0,25	0.05	-0,15	,-0.09	-0,16	-0,05	-0,06	-0.24
14.	-0,07	0,37*	0,06	0.15	6,15	-0,01	0,25	Ч),08
15.	-0,33	-0,15	-0,02	-0.18	-0,24	-0,02	-0,13	-0,29
16.	-0.23	0,13	0,40*	0.28	0.37*	0,40*	0.47* ♦	0,34*

Уже на глаз заметно сходство этих табл. 33 и 34 — звездочки распола­гаются примерно в тех же клетках, и знаТси особенно значимых связей совпадают. Мы просчитали близость этих таблиц с помощью коэффици­ентов конгруэнтности. Неустойчивыми наши «ключи» оказались только для 6 столбцов из 16: «робкий, организованный, общительный, мечтатель­ный, доминирующий, незаурядный». Может быть, если нам удастся при­влечь к подобному эксперименту более разнообразные (по характеру дея­тельности) группы испытуемых, мы сможем получить устойчивые ключи и для этих конструктов.

Во всяком случае, полученный в этом эксперименте позитивный ре­зультат — наличие устойчивых множественных значимых связей между PC конструктов и поведенческими чертами испытуемых — не позволяет нам закрыть как бесперспективную идею поиска принципов построения диагностического стандартизованного теста конструктов.

Объяснение диагностичности косвенных связей

Почему же вдруг «заработали» именно косвенные связи? Гипотетичес­кое объяснение может выглядеть так. Прямые связи каким-то образом более подвержены контролю со стороны цензуры сознания? А тут мы видим, что по уму других людей больше склонен различать не «умный» и не «ограниченный», а «доминирующий». Именно доминирующий мотиви­рован на подобное различение, которое требует известной «смелости», «честолюбия» и одновременно «реализма». Это также означает, что «трус­ливые» и «прекраснодушно-наивные» люди по уму дифференцируют лю­дей меньше. Интересно, что для более интегративных факторов мы не получили подобного результата. Хотя обращает на себя внимание, что при оценке студентами друг друга (табл. 33) именно различение по деятельно-

стно-значимому фактору «Интеллектуальная свобода» оказалось проек­тивным.

Растущие мощности вычислительной техники уже сделали возможным анализ более мощных массив и расчет гораздо больше числа косвенных связей между конструктами и чертами личности.

Косвенные связи

в проективном «Фототесте»

Как уже говорилось выше, в эксперименте с фотопортретами (Джере-лиевская, Шмелев, 1991) на индивидуальном уровне были обнаружены зна­чимые связи между отдельными фактами приписывания или неприписывания отдельной черты отдельным фотопортретам и подъемом профиля по опреде­ленным факторам личностного вопросника (чаще всего по факторам, по смыслу не совпадающим с содержанием черты).

Позднее на этом принципе была построена оригинальная компьютер­ная проективная методика «Фототест», в которой испытуемые приписыва­ют 50 фотопортретам наших соотечественников характеристики с полю­сов В5, а выводы делаются о наличии определенных отклонений по фак­торам 16РФ (эти связи устанавливались уже на представительных выбор­ках в несколько сотен испытуемых). При построении косвенных связей «Фототеста» и факторов 16РФ мы анализировали уже не матрицы поряд­ка 16 * 16, как в табл. 33 и 34, а матрицы 300 * 16, где 300 — число пар во всевозможных сочетаниях между 50 портретами и 6 шкалами «Фототе­ста» (в качестве шестой, кроме Большой Пятерки, здесь используется шкала «нравится — не нравится»). Ключ к проективному фототесту стро­ился только на основании тех связей, которые показывали устойчивость к расщеплению выборки пополам — были значимы и на одной, и на другой половинах выборки испытуемых (требование «перекрестной валидизации»¹)-

Понятно, что систему подобных диагностических индикаторов, как в проективном Фототесте, следует скорее считать «точечной» (свойствен­ной для так называемых низкоагрегированных семантических моделей — см. Шмелев, 1990а), чем как-либо связанной со структурными свойствами интегральных факторов ЛСП (с высокоагрегированными моделями).

¹ При применении подобной стратегии, которую иногда называют в западной лите­ратуре fishing («рыбная ловля»), всегда есть риск посчитать значимыми чисто случай­ные связи. Легко видеть, что из 4800 коэффициентов корреляции (300 * 16) примерно 240 коэффициентов оказываются значимыми (превосходят уровень р < 0,05) совершен­но случайно — по закону случайного разброса возможных значений эмпирического коэффициента корреляции. При построении «Фототеста» мы получили первоначально 407 значимых корреляций, из которых 292 выдержали проверку на перекрестную вали-дизацию.

Проективную методику «Фототест» (см. аннотацию на сайте www.ht.ru) мы не рекомендуем использовать изолированно, а лишь в сочетании с вопросником 16РФ — в качестве дополнительной возможности выявить, а не существует ли противоположных отклонений от нормы по определен­ным факторам профиля в данных самоотчета и в косвенных проективных данных (которые гораздо труднее сознательно контролировать).

КОМПЕТЕНТНОСТЬ ЭКСПЕРТОВ

Независимо от того, насколько эффективным оказывается матричный подход для личностной психодиагностики, он уже сегодня дал несомненно очень ценную информацию для совершенствования метода экспертных оценок. В самом деле, когда мы приглашаем экспертов, мы вынуждены доверять тому, что их регалии обеспечат высокую точность те* оценок, которые эти эксперты выносят объектам. А вдруг эксперты все-таки за­блуждаются? Как же проконтролировать экспертов?

Компетентность и согласованность

Один из стандартных подходов в ответе на этот вопрос состоит в том, чтобы применить метод согласования — проверить согласованность оце­нок, данных независимыми экспертами. Именно эта возможность реализова­на нами в программной системе ЭКСПАН, которая позволяет рассчитывать согласованность между экспертами буквально всеми возможными способа­ми, какие позволяет применить куб данных:

• в целом по всем ячейкам матрицы «объект-признак»;

• по отдельным признакам (критериям, шкалам);

• по отдельным объектам (понятиям, событиям);

• отдельно для каждой комбинации «объект-признак». Программа ЭКСПАН ранжирует всех экспертов по убыванию степени

согласованности их индивидуальных оценок с совокупным мнением ос­тальных экспертов. Эти данные дают возможность существенно повысить надежность так называемого «взвешенного коллегиального решения»¹ — после отсева экспертов, оценки которых оказались заведомо рассогласо­ванными с мнением большинства, альфа-коэффициент надежности по от­дельным критериям возрастает до требуемых величин (0,9 и выше).

Но тут же возникает вопрос; а как связаны между собой согласован­ность и размерность субъективного пространства? Ведь если мы сможем оценивать компетентность только на основе индивидуальных данных об

одном эксперте (без привлечения целого коллектива, для которого нужно рассчитывать согласованность), то это резко повысит экономичность всего метода.

Легко предположить, что у более компетентных экспертов одновре­менно повышается и размерность числа независимых признаков оценки (когнитивная сложность), и согласованность с мнением большинства дру­гих компетентных экспертов. Для выдвижения такого предположения было накоплено немало свидетельств и в работах других исследователей, и в наших собственных экспериментах.

В уже упоминавшемся выше эксперименте С. Э. Габидулиной (Габиду-лина, 1991) было выявлено значимое повышение дифференцированности пространства (количество ортогональных факторных осей) у профессиона­лов в области восприятия городской среды — у архитекторов. Последний результат хорошо интерпретируется в рамках гипотезы о влиянии деятель-ностной компетентности на размерность семантических пространств и соот­ветствует ряду результатов, полученных также в работах В. Ф. Петренко (1988). Так растет ли точность-согласованность (адекватность при крите­рии близости к мнению большинства) с ростом когнитивной сложности?

К исследованию указанной проблемы нас подхлестнули неожиданные результаты наших чисто прикладных исследований, проведенных с ис­пользованием программной системы ЭКСПАН. При шкалировании (мно­гомерной оценке) самых разных объектов¹ более высокий индекс согласо­ванности с мнением других показывали эксперты, которые либо отлича­лись от других более высокой когнитивной сложностью, либо просто-напросто были авторами самой системы критериев (оценочных шкал).

Но против линейной гипотезы (о связи между согласованностью и когнитивной сложностью) можно тут же сформулировать контраргументы просто из теоретических соображений. Предположим, что для большин­ства экспертов характерен некий средний уровень когнитивной сложнос­ти. Тогда ясно, что самые «когнитивно оснащенные» эксперты (распола­гающие в своем опыте максимальным числом независимых параметров для оценки) будут давать менее высокую степень согласованности в своих оценках с усредненными оценками, чем эксперты со средней когнитивной сложностью. Т. "е. зависимость на самом деле в общем случае, по-видимо­му, является криволинейной, как это схематически показано на рис. 41.

Прямые подтверждения этого представления мы получили в экспери­ментах, в которых, правда, в качестве конструктов были использованы не личностные черты, а словесные дескрипторы отдельных действий (опе­раций).

^! Оно принимается в пользу объектов с максимальным рейтингом, который, в свою очередь, подсчитывается путем суммирования всех оценок, полученных от всех экспертов по всем критериям с учетом весов критериев и квалификационных баллов экспертов.

¹ Мы не даем здесь полного перечня этих работ, так как они выходят за рамки данного тематического поля. Лишь кратко перечислим здесь список некоторых объек­тов шкалирования: компьютерные игры, программные системы, рекламные телевизион­ные ролики, политические деятели, телеведущие, фотопортреты незнакомых пользова­телей Интернет и т. п.

Рис. 41. Гипотетическая криволинейная связь медсцу когнитивной сложностью эксперта и согласованностью его оценок с оценками большинства других экспертов.

Имитационные матричные тесты

В последние годы мы выполнили серию экспериментов по проверке ва-лидности матричных тестов нового типа. Здесь в качестве элементов (столб­цы матрицы на рис. 32) выступают относительно развернутые описания про­блемных ситуаций, подкрепленные фотографиями действующих лиц (персо­нажей), включенных в эти ситуации. А в качестве конструктов (строки мат­рицы) используется не только и не столько дескрипторы чёрт, а дескрипторы действий (операций), которые могут быть предприняты в данных ситуациях. Перечни личностных черт мы свели в этих работах к минимуму — к припи­сыванию персонажам простейших (характерных для обыденной речи) мар­керов Большой Пятерки: общительный — замкнутый, дружелюбный — враждебный, организованный — импульсивный, спокойный — тревожный, умный — ограниченный. В ряде тестов используются определенные модифи­кации этого перечня из 5 биполярных маркеров. (См. демонстрационные «Фототест» и «Имидж-тест» в открытом разделе «Психоигротека» на сайте www.ht.ru).

Один из первых наших экспериментов такого типа был предпринят в дипломной работе Т. Р. Лепеха (1989). В этой работе описания ситуаций предъявлялись на бланках и не снабжались фотографическими иллюстра­циями. Затем, во второй половине.90-х годов, мы разработали средства автоматизированного отображения описаний, фотографий и перечня дей­ствий прямо на экране компьютера (средствами программной системы TESTAN). Это послужило толчком для проведения серии экспериментов, в которых использовались различные модификации теста, названного нами первоначально «Имитационный тест управления персоналом» (ИТУП).

Исследовательская версия ИТУП включала описание 20 ситуаций с 20 фотографиями, перечень из 33 операциональных конструктов и предпола­гала также оценку эмоционального состояния и черт персонажа по 6 шкалам (только по фотографии — еще до предъявления описания про-

блемы — с целью проверки межличностной сензитивности, т. е. «точности визуальной диагностики»)¹. А. Г. Серебряков с помощью этого теста вы­полнил обследование около 100 банковских служащих и кадровых мене­джеров разных компаний (неопубликованная дипломная работа). На ос­нове этих данных исследовательская версия была сокращена, и получена диагностическая версия ИТУПС (т. е. сокращенная версия), в которой предъявляется только 14 проблемных ситуаций, испытуемый каждый раз выбирает ровно 5 подходящих действий из 10, а результаты выводятся в виде профиля из 5 показателей: ОБЩИЙ БАЛЛ, ВИЗУАЛЬНАЯ ДИА­ГНОСТИКА, ПОДДЕРЖКА, ОРГАНИЗАЦИЯ, КОНТРОЛЬ.

В ходе исследований, проведенных с тестом ИТУП, в целом подтверди­лась (хотя и не значимо) скорее прямо пропорциональная линейная, чем криволинейная связь между когнитивной сложностью и согласованностью. По-видимому, либо материал подобран слишком неоднозначный, либо наша культура управления персоналом еще только вырабатывает четкие управ­ленческие стандарты, либо диапазон выборки, видимо, был смещен влево на рис. 41. Интересно, что точность-согласованность (совпадение с мнением большинства) визуальной диагностики практически не коррелирует с точ­ностью-согласованностью в выборе операциональных конструктов. По-ви­димому, визуальные стереотипы (в тех случаях, когда они не точны), опира­ющиеся на стереотипные имплицитные теории личности, только мешают правильному проектированию стратегии поведения в конкретной ситуации. Ю. В. Мостепанова (Мостепанова, Шмелев, 2001) с помощью анало­гичного методического подхода выполнила исследование коммуникативно­го поведения телеведущих. Разработанная ею решетка имитационного тес­та была условно названа «Имитация коммуникативных ситуаций» (ИКС). В этом эксперименте две группы испытуемых по 20 человек каждая (про­фессионалы и непрофессионалы) оценивали 14 ситуаций с помощью 45 операциональных коммуникативных конструктов, а также 5 биполярный маркеров В5. При сопоставлении когнитивной сложности у профессиона­лов и у непрофессионалов (с помощью критерия ранговых сумм) не было выявлено значимых отличий. Тоже относится и к проверке стереотипной ■точности-согласованности результатов в двух выборках. Т. е. полученные

¹ Вот как выглядит описание одном из проблемных ситуаций в тесте ИТУПС: «СЕРГЕЙ. Очень образованный человек, слывет эрудитом и знатоком. С блеском Может справиться с любым новый заданием, но повседневная однообразная работа его угнетает. Зарабатывать много не стремится, хотел бы заниматься наукой, но за это сейчас платят слишком мало. Недавно попросил Вас дать ему внеочередной отпуск для похода с друзьями в горы». Укажите 5 действий, которые в принципе можно было бы предпринять в данном случае: I. НАГРУЗИТЬ. 2. ЗАПРЕТИТЬ. 3. ПОКАЗАТЬ. 4. ВЫСЛУШАТЬ-РАССПРОСИТЬ. 5- РЕОРГАНИЗОВАТЬ. 6. ПЕРЕАДРЕСОВАТЬ 7. ОСУДИТЬ. 8. УБЕДИТЬ-ОБЕЩАТЬ. 9. ПРОВЕСТИ СОБРАНИЕ. 10. ПРЕДЛО­ЖИТЬ. (Для этих кратких обозначений различных действий по нажатию клавиши «по­мощь» на экране появляются развернутые комментарии.)

данные не позволяют достоверно утверждать, что профессиональный опыт телеведущих способствует росту когнитивной сложности в сфере обще ния. Опять-таки отрицательный результат (отсутствие связи) получен и при проверке гипотезы о связи визуальной точности-согласованности с КС при выборе действий.

Атрибуция черт мешает профессионалу?

В работе А. А, Потапкина (2000) имитационный тест включал 12 проблемных ситуаций, возникающих в деятельности риэлтера (агента по недвижимости), и также предполагал выбор из 40 профессиональных дей­ствий, в данном случае возможных в работе риэлтеров (специфический список, отличный от тех, которые использовались в ИТУП и в ИКС). В некоторых случаях проблемные ситуации давались без «визуальной под­держки» — персонажи только описывались, но испытуемый не видел их фотографии. Общая выборка из 39 человек состояла в даннрм случае иг четырех подгрупп по возрастанию профессионального опыта (привлекался персонал крупной московской компании по работе с недвижимостью) «новички», «стажеры», «агенты», «эксперты». Такая тщательная и диф­ференцированная работа по формированию выборки принесла в данном случае свои плоды: мы получили искомую криволинейную связь между согла­сованностью-точностью и ростом компетентности (см. рис. 41). При этом самыми близкими в своих выборах были группы «стажеров» и «агентов» (корреляция усредненных матриц — 0,74), а самыми далекими — группы «новичков» и «экспертов» (корреляция 0,39), что подтверждает представле­ния о том, что первоначальное накопление компетентности сводится к освое­нию определенных шаблонов, сближающих операциональные категориаль­ные системы, а дальнейшее накопление профессионализма приводит к опре­деленной дивергенции — формированию индивидуального стиля.

Дата добавления: 2015-06-04