Затем производится отбор пунктов на основании
того, насколько процент ответов на них отличается от 50 процентов
(величина, ожидаемая для пунктов, являющихся нейтральными с точки
зрения <социальной желательности>).
В качестве меры желательности в данном случае можно восполь-
зоваться следующим коэффициентом:
g_N(+)-N(-y_W(+)-n .
N(+)+N(-} п
где N(+) - сумма ответов <верно> на данный пункт при инструкции
на фальсификацию;
N(-) -сумма ответов <неверно> в тех же условиях;
п - численность испытуемых.
Для грубой оценки значимости дисбаланса удобно использовать приближен-
ный критерий хи-квадрат: =>п (см. (3.3.2)).
84
STR.85
Значимость коэффициента приближенно оценивается по критерию
<хи-квадрат> по формуле (3.2.13). В данном случае в правой части
формулы вместо (р подставляется ..
Поскольку инструкция на преднамеренную фальсификацию создает
условия, в которых социальная желательность суждений акцентирует-
ся, то значимыми следует считать такие высокие по модулю значения
S, при которых мп. превышает теоретическое значение р. для
квантиля р<0,001. Из таблицы для распределения <хи-квадрат> нахо-
дим Хр.==10,83. Таким образом, при наличии выборки объемом
50 человек 1гр.== 10,83/50 == 0,45. Это означает следующее: если на
i-тый пункт более чем 36 испытуемых из 50 ответили <верно>, то его
нужно отнести к положительному полюсу шкалы <социальной жела-
тельности>, если менее, чем 14 ответили <верно>,-то к отрицательно-
му полюсу. Такие пункты должны быть либо полностью исключены из
опросника (что редко удается), либо число <положительных> и <отри-
цательных> должно быть уравновешено.
Таким образом могут быть отобраны и пункты для шкалы лжи.
Суммарный балл по шкале лжи распределяется так, как показано на
рис. 12. В качестве критерия разделения испытуемых на шкале лжи
выбирается такая точка, которая позволяет минимизировать ошибки
типа <пропуск> (зачисление <лживых> испытуемых в число <правди-
вых>) и ошибки типа <ложная тревога> (зачисление <правдивых> в
число <лживых>). Положение критической точки на шкале можно ме-
нять в зависимости от баланса цены двух типов ошибок, в некото-
рых случаях <пропуск> гораздо опаснее, чем <ложная тревога>.
Фальсифицирующая инструкция используется также и для иссле-
дования степени <скрытности-открытости> формулировок вопросов. На-
Социальное
вдодрение
Критическая "Ламь
точка
Рис, 12, Смещение распределения
тестовых баллов по шкале <лжи> к
полюсу высоких значений Х при
инструкции на выполнение тест-
опросника с позиции <идеального>
человека
it Социальное
порицание
Рис. 13. Иллюстрация рассеяния
векторов ti, изображающих пункты
тест-опросника, в пространстве двух
факторов - релевантного (<склон-
ность к риску>) и иррелевантного
(<социальная желательность>). Вы-
ше и ниже пунктирных линий-об-
ласти низкой достоверности
пример, испытуемым дается инструкция на симуляцию высокой тре-
вожности по опроснику MAS Ж. Тейлор. В этом случае, как это уже
было показано, ответы на многие пункты значимо изменяются. Такие
пункты являются слишком открытыми - они информируют испытуе-
STR.86
мого об измеряемом свойстве и позволяют ему вносить тенденциозные
искажения в результаты в своих интересах.
3. С распространением факторного анализа чаще стала приме-
няться стратегия <балансирования социальной желательности>. При
этом исследователь-психометрист задается целью обеспечить дискри-
минативную валидность своего теста относительно шкалы <социальной
желательности>. Это достигается с помощью факторного анализа
корреляций между пунктами. Факторный анализ в применении к одно-
мерному тест-опроснику, как правило, выделяет два фактора: относя-
щийся к самому измеряемому свойству и относящийся к социальной
желательности. На рис. 13 схематически представлено факторное про-
странство для опросника <склонность к риску>.
Каждый вопрос представлен вектором, задаваемым проекцией на
релевантный фактор - <склонность к риску> и иррелевантный - <хо-
роший - плохой> (желательный - порицаемый). Требование конвер-
гентной валидности по отношению к измеряемому свойству формули-
руется как требование к пунктам - иметь высокую проекцию (на-
грузку) на горизонтальную ось (см. рис. 13). Дискриминативная ва
лидность по отношению к социальной желательности - это требованы
иметь пренебрежимо малую нагрузку на вертикальную ось. Очевидно
имеются два способа устранить эффект социальной желательности: ли
бо выкинуть все пункты, нагруженные фактором социальной желатель
ности (выше или ниже пунктирной линии - (см. рис. 13)), либо урав
новесить их количество на полюсах социальной желательности.
Понятно, что при таком способе освобождения от социальной же
лательности диагностическая шкала всегда оказывается так называв
мой <бетта-шкалой>: в отличие от <альфа-шкал>, у которых максиму)
желательности достигается на одном из полюсов, у <бетта-шкал> мак
симум желательности достигается в <золотой середине>, т. е. лини
регрессии желательности по <бетта-шкале> оказывается криволине1
ной (рис. 14). Если мы применили такой метод к построению опросник
<склонность к риску - осторожность>, то в результате наш диагн(
стический конструкт автоматически становится <бетта-шкалой>: и слип
ком высокая склонность к риску, и излишняя осторожность - одинаков
нежелательны, тогда как оптимум лежит посередине между крайн<
стями.
Из перечисленных выше трех методов первый относится к от-cei
испытуемых и требует введения в перечень вопросов для шкалы <лжи
Методы .2 и 3 позволяют отобрать только такие пункты, которые обе
почивают устранение социальной желательности. Но они, как правил
трансформируют сам конструкт, который обязательно становится орт
тональным (независимым) к социальной желательности. При необх
димости диагностики свойств, обязательно коррелированных с жел
тельностью, единственный метод состоит в применении шкал корре
ции и корректирующих поправок, но и этот метод нельзя считать впо
не надежным. Так что диагностика свойств, сопряженных с социальны
желательностью, в ситуациях экспертизы всегда рискованна.
С другой стороны, в ситуации, когда сам испытуемый заинтересов
в точных результатах (<ситуация клиента>), психодиагност мож
пользоваться опросниками, не опасаясь артефакта социальной жел
тельности.
Обычно в ходе практической проверки достоверности опросни
психологу при обработке результатов пилотажного исследования щ
ходится иметь дело с матрицей данных, подобной таблице, изображ<
ной на рис. 15.
STR.87
Ключ по шкале <лжи> L изображен на рис. 15 в виде второго
столбца - справа от столбца, содержащего ключ по основной диагно-
стической шкале С. Если в строке fe+l зафиксированы баллы, под-
считанные по основному ключу, то в строке fe+2 - баллы, подсчи-
танные по ключу для шкалы <лжи>. Баллы Хь+ч отражают величину
тенденции диссимуляции (социальной желательности) у данного испы-
Социмьная
меттельнисгль
Рис. 14. Схематическая иллюстрация
а-шкалы, связанной с фактором
<социальной желательности> моно-
тонной зависимостью, и Р-ткалы,
связанной с этим фактором криво-
линейно - с максимумом в области
<золотой середины>
Рис. li5. Схематическое представление
таблицы <пункты <)Х испытуемые
(S)>, вектора суммарных баллов Xi+i,
вектора с баллами по шкале <лжи>
X><>s, вектора С со значениями .ключа
по основной шкале, вектора L с клю-
чом по шкале лжи
t, ff)i Rii . . 11 22 1n P-Kl Kl КкпCKLK
Чччг Xf
Si, Si, ... Sn -" испытуемых
tt, tj,---tn-к пунктов тесто
туемого (низкие значения Х отражают тенденцию симуляции асо-
циальности или агравации - отягощения психической дезадаптации).
Для успешного использования шкалы <лжи> пункты, относящиеся
к этой шкале (имеющие ненулевые значения. L), должны быть пере-
метаны в тестовом буклете с пунктами-вопросами, тестирующими
основное психическое свойство (в противном случае - если все они
собраны вместе - достоверность искусственно возрастает).
На рис. 15 легко видеть, что оценка достоверности пунктов дости-
гается с помощью статистической процедуры, аналогичной процедуре
измерения внутренней валидности пунктов (надежности-согласованно-
сти - см. 3.2): если при измерении внутренней валидности следует
прокоррелировать каждую строку 1, 2,..., К со строкой К+1, то при
измерении достоверности следует прокоррелировать каждую строку
1,2,..., К со строкой К+2 (подходят точечно-бисериальный или четы-
рехклеточный коэффициенты корреляции). Наиболее высокие по мо-
дулю значения корреляции должны быть получены в этом случае для
пунктов, из которых составлена сама шкала <лжи> (это подтверждает
ее консистентность, .дифференцирующую силу для данной выборки).
Положительная значимая корреляция для r(ti,Xk+2) пункта из основ-
ной шкалы СгО указывает на то, что данный пункт оказывается
<прямым> по шкале социальной желательности; отрицательная значи-
мая корреляция указывает на то, что данный пункт является <обрат-
ным> по этой шкале. ;
При подготовке особенно значимого психодиагностического обсле-
STR.88
дования, в котором надо принципиально исключить всякую возмож-
ность преднамеренной фальсификации результатов, следует дополнить
критерий оценки достоверности с помощью .особой шкалы <лжи> еще
одним критерием, основанным на использовании <фальсифицирующей
инструкции>. Для этого после обычной инструкции той же самой пило-
тажной выборке психолог дает инструкцию: <А теперь снова выполните
задание, но старайтесь описать себя так, чтобы выглядеть максимально
благоприятно в глазах большинства других людей>. В результате при-
менения такой инструкции психолог получает дополнительную таблицу,
аналогичную таблице на рис. 15, только содержащую фальсифициро-
ванные данные. В таком случае кроме подсчета очень грубого индекса
<желательности> (3.3.2) у психолога возникает возможность поэлемент-
ного сравнения ответов испытуемых на один и тот же вопрос в обыч-
ной и <фальсифицированной> диагностической ситуации. Оче-
видно, что недостоверным следует считать вопрос, ответы на который
будут изменены в <фальсифицированной> ситуации в определенном
систематическом направлении. Здесь пригодится простейший критерий
значимости изменений, основанный на распределении <хи-квадрат>
(Рунион P., 1982, с. 57-61). Для каждого пункта строится четырех-
клеточная матрица сопряженности:
<после>
+ -
Л=40 В=36
С==22 D=48
Здесь в клеточке А указана частота сохранения ответа <верно> на
некоторый t-тый вопрос (из 76 ответивших <верно> таких оказалось
только 40 испытуемых), в клетке В - частота изменения ответа <вер-
но> на ответ <неверно> и т. п. Как видим, в этом примере показано
что смена инструкции привела к значительным изменениям. Но дл?
оценки значимого направления этих изменений автор критерия Мак-
нимар предложил сравнивать между собой по, критерию хи-квадра1
только элементы В и С этой таблички:
(IB-CI- з
В-{- С
где - вычисленное эмпирическое значение статистики хи-квадрат
с одной степенью свободы. Для нашего примера е==2,91, что ни
же, чем граничное значение гр. == 3,84, и, следовательно, нулева?
гипотеза об отсутствии значимых направленных изменений не може
быть отвергнута - пункт не является значимо нагруженным артефакт
ным фактором социальной желательности и может быть включен i
диагностический вариант тест-опросника без изменений.
По результатам такого исследования удобно составить табличк
К.Х2: в первом столбце - показатели корреляции пунктов со шкало
лжи, во втором - показатели значимости изменений при переходе
фальсификации. Безусловно достоверными можно считать только т
пункты, которые не получили значимых коэффициентов ни в пepвo
ни во втором столбце. Если таких пунктов оказывается слишком мал
для составления надежной шкалы и если среди недостоверных пункте
достаточно много таких, которые обладают существенной внутренне
(корреляция с суммарным баллом по основной шкале) или внешне
STR.89
(корреляция с критерием) валидностью, то следует прибегнуть к так-
тике балансирования: ввести в основную шкалу поровну <прямых> и
<обратных> пунктов по шкале социальной желательности так, чтобы
все четыре квадранта на рис. 13 были заполнены пунктами равномерно
(среди <прямых> по основной шкале было бы поровну <прямых> и
<обратных> по желательности, и среди <обратных> по основной -
также поровну).
Без указанных предосторожностей тест-опросник неизбежно будет
давать систематическое искажение результатов (в сторону повыше-
ния или понижения баллов по основной шкале) всякий раз, когда
испытуемый будет квалифицировать диагностическую ситуацию как
ситуацию экспертизы.
Указанные проблемы и приемы обеспечения достоверности отно-
сятся не только к тест-опросникам, но и к другим техникам стандар-
тизованного самоотчета, подверженным мотивационным искажениям.
Существует теоретическая возможность преодолеть все эти проблемы.
Но на практике это оборачивается огромной эмпирико-методической
работой.
Другой путь - управление процессами категоризации в ходе самой
диагностики. В так называемой <репертуарной модификации> тест-
опросника испытуемому специально предлагают выполнять тест не
только от своего имени, но и от имени определенного репертуара ро-
лей - <большинство людей>, <моральный человек>, <преуспевающий
человек> и т. п. (Шмелев А. Г. и др., 1984). Но извлечение практиче-
ских выгод из подобной модификации обусловлено возможностью ис-
пользования на линии тестирования ЭВМ - возможностью компьютер-
ной обработки результатов либо сразу же после тестирования, либо
даже в ходе самого тестирования (см. 3.6).
Порядок работы, психолога при проверке валидности. Очень трудно
выделить универсальный алгоритм работы психолога по проверке ва-
лидности, ибо существуют различные подходы к обеспечению валид-
ности, обусловленные теоретико-методологическими различиями опре-
деленных психологических школ.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70