Баннистер (13) определил стабильность этого пока-
зателя, проведя повторное исследование сразу же вслед
за первым, и обнаружил корреляцию, равную 0,53. На
этом основании, конечно, нельзя утверждать, что на-
дежность меры инсайта равна 0,53. При рассмотрении
этой проблемы возникает целый ряд вопросов относи-
тельно того, как поведет себя показатель надежности,
если мы подвергнем проверке на инсайт различные
составляющие системы конструктов испытуемого.
Показатели нормативности связей
между конструктами
Решетки можно использовать для составления спра-
вочника по существующим связям между конструктами
внутри популяций. Можно усреднить данные многих
решеток для определенной группы конструктов и рас-
сматривать полученную матрицу взаимосвязей как не-
кую нормативную карту. Здесь, конечно, встанет воп-
рос о ее надежности. Баннистер (13) построил такую
таблицу норм (в качестве элементов использовались
фотографии незнакомых людей) для восьми конструк-
тов (матрица баллов совпадения для первого исследова-
ния представлена в табл. 22). Затем он построил еще
одну таблицу норм, где в качестве элементов выступали
знакомые испытуемых (для тех же самых конструк-
тов). Корреляция между двумя нормативными таблица-
ми оказалась равной 0,98. Такой высокий показатель
Таблица 22
Усредненные баллы совпадения 9 конструктов для 30 здоровых испыту-
емых (в качестве элементов использовались фотографии)
Под-Хо-Не-Узко-Ис-Эгоис-Нена-
лыйРообыч-ло-крен-тичныйдсж-Добрый
шийныйбыйнийный
Привлекатель-
ный-10+9-2-7+8-7.-5+8
Подлый-9+3+8-8+10+4-8
Хороший-4-6+10-8-6+8
Необычный+2-3+3+2-3
Узколобый-7+7+4-7
Искренний-9-7+9
Эгоистичный+5-9
Ненадежный-7
надежности позволяет предположить, что, несмотря на
наличие значительных индивидуальных вариаций пат-
терна связей между конструктами, можно получить
надежные нормативы для относительно ограниченных
по размеру выборок.
Мы рассмотрели только некоторые из тех показате-
лей, которые можно получить на основе анализа репер-
туарной решетки, и вкратце обсудили вопрос об их
надежности. Коэффициенты надежности в рассмотрен-
ных нами экспериментах колеблются в диапазоне от
0,30 до 0,98. Из этого следует, что любое заявление
относительно надежности должно касаться определен-
ной, конкретной решетки. Но, как мы покажем дальше,
даже такое конкретное заявление нуждается в оговор-
ках еще и относительно того, в каком смысле употреб-
ляется термин <надежность> и на какой класс ситуаций
может быть распространено это заявление. Для обосно-
вания высказанного только что положения мы рассмот-
рим не только различные показатели, которые можно
получить на основе данных решетки, но также разли-
чия, связанные с конкретными модификациями реше-
ток, популяциями, которые можно ими обследовать, и
условиями, при которых их можно применять, то есть
все те факторы, которые обеспечивают значительный
разброс показателей надежности.
Вариативность, связанная с популяцией
У различных испытуемых при повторном проведе-
нии решеток наблюдается большой разброс показате-
лей стабильности. Особенно он велик для групп испы-
туемых с различными формами психопатологии (см.,
например, 12). Этот факт служит прекрасной иллюстра-
цией того положения, что надежность можно использо-
вать как основу для различия популяций, а не как
средство оценки <методики в целом>. Так, в большой
серии сравнительных исследований психически здоро-
вых испытуемых, шизофреников с нарушениями мыш-
ления и больных другими психическими заболеваниями
решетки использовались в качестве метода оценки
стабильности связей между конструктами (два измере-
ния, одно непосредственно сразу после другого). (Хотя
в данном исследовании показатель стабильности связей
между конструктами использовался для характеристики
испытуемых, его можно было бы использовать и в
качестве коэффициента надежности конкретной решет-
ки.) В этом эксперименте было показано, что балл
согласованности в целом для популяции шизофреников
с нарушениями мышления равен 0,2, в то время как для
испытуемых двух других популяций он колеблется в
диапазоне от 0,6 до 0,8.
Вариативность элементов
Если различные подсистемы конструктов человека
обладают разной степенью стабильности, то можно
ожидать, что как при индивидуальном, так и при
групповом исследовании коэффициенты корреляции
тест-ритест для различных элементов (репрезентиру-
ющих различные подсистемы) будут также отличаться
друг от друга. Это очень хорошо показано эксперимен-
тально на примере воспроизводимости паттерна отноше-
ний между конструктами. Так, Баннистер и Мэир (21)
провели эксперимент, в котором испытуемые ранжиро-
вали фотографии по заданным конструктам. При интер-
вале между двумя исследованиями в 6 недель коэффи-
циент корреляции оказался равным 0,86. При замене
фотографий он оказался равным 0,73. Испытуемые
также ранжировали имена реальных людей по соответ-
ствующим конструктам. Интервал между двумя ранжи-
рованиями составил 6 недель. Коэффициент надежно-
сти оказался равным 0,92. В том случае, когда при
повторном исследовании использовались новые элемен-
ты, коэффициент надежности оказался равным 0,91.
Митсос (150) обнаружил, что при использовании в
качестве элементов <друзей>, а не лиц, указанных в
ролевом списке, корреляции тест-ритест значительно
снижаются (возможно, потому, что <друзья>-это ме-
нее репрезентативная выборка).
Даже увеличение количества показателей надежно-
сти для различных типов элементов-не выход из
положения, поскольку при интерпретации результатов
необходимо учитывать и формальную структуру проце-
дуры заполнения решетки. Так, в исследовании, прове-
денном Баннистером и Мэиром (21), испытуемые ран-
жировали десять фотографий по шести конструктам. В
этом случае средний коэффициент надежности оказал-
ся равным 0,86 (интервал в шесть недель). При ранжи-
ровании же пятнадцати людей средний коэффициент
надежности составил 0,56. Однако это не означает, что
чем больше число элементов в ранговой решетке, тем
меньше ее надежность: как было показано, при исполь-
зовании в качестве элементов имен реальных людей
коэффициент надежности для 15 элементов очень вы-
сок (0,92).
Влияние различных тактик
экспериментальной валидизации
В исследовании Баннистера (17) испытуемым пред-
лагали в ходе 20 экспериментальных серий ранжировать
фотографии в соответствии с их собственными кон-
структами. В каждом случае паттерн взаимосвязей
между конструктами сопоставлялся с паттерном вза-
имосвязей, полученным в следующей эксперименталь-
ной серии. Первая группа испытуемых получала обрат-
ную связь в форме валидизации (то есть подтвержде-
ния)-испытуемым сообщали, что их суждения были
во всех сериях весьма точными. В этой группе общий
средний коэффициент надежности (по всем 19 сравнени-
ям для всех 10 испытуемых) оказался равным 0,74.
Испытуемым другой группы сообщалось, что их сужде-
ния оказались неточными, и показатель надежности для
этой группы был ниже-0,56. Было бы неверным
утверждать, что различия коэффициентов надежности
свидетельствуют о различиях в надежности <методики
в целом>. Они лишь иллюстрируют тот факт, что
надежность (или <согласованность>-ведь мы имеем в
виду психологическую характеристику испытуемых, 9
не характеристику методики) есть функция индивиду-
альных психологических процессов. Эта функция, в
частности, изменяется в зависимости от убежденности
испытуемых в неудачности или, наоборот, успешности
выполнения ими предложенного задания.
Заключение
Конечно, можно было продолжать перечисление
различных коэффициентов надежности для разнообраз-
ных показателей до бесконечности. К примеру, в
исследовании Сперлинджера (207) при проведении
тест-ритеста с интервалом в 7 месяцев было получено
огромное количество коэффициентов стабильности. По-
казатель степени сходства между восприятием соб-
ственного <Я> и восприятием других одиннадцати лиц
продемонстрировал высокую надежность-0,95. Про-
цент дисперсии, объясняемой первым фактором, не
показал значимых корреляций между двумя исследова-
ниями. Полученные в двух сериях наборы вызванных
конструктов совпали в 58% случаев (оценки проводи-
лись на основании модифицированной системы класси-
фикации конструктов Ландфилда (114)). При этом на-
блюдался большой индивидуальный разброс всех коэф-
фициентов надежности.
Возможное число различных коэффициентов надеж-
ности значительно увеличится в том случае, если мы
учтем многообразие различных экспериментальных ус-
ловий, некоторые из которых были кратко рассмотре-
ны в данной главе. Мы постарались показать, что на
основании анализа данных решетки можно не только
построить большое количество разнообразных показа-
телей, но и то, что они могут воспроизводиться в самых
разных экспериментальных условиях-при использова-
нии решеток с различающимися наборами элементов и
конструктов, при проведении экспериментов с различ-
ными испытуемыми и с различными популяциями испы-
туемых, при применении различных способов регистра-
ции данных и тактик экспериментальной валидизации
(или инвалидизации).
В связи с этим кажется разумным сказать следу-
ющее: за термином <надежность> скрывается целая
проблемная область, связанная с исследованием спосо-
бов, с помощью которых люди сохраняют неизменными
или изменяют свои системы конструктов. Ценность
решетки должна, следовательно, определяться не ее
<высокой> или <низкой> надежностью, а возможностью
с ее помощью исследовать и уточнять эти проблемы.
IIIIMIfr-ii- iiftirtiiri-Ti"
Глава 7
ВАЛИДНОСТЬ
Валидность-это способность теста по-
ставлять уже известные нам сведения.
Дж. Келли
Значение термина
Нам представляется разумным говорить о валидно-
сти решетки только в том смысле, в котором мы
говорим о валидности, скажем, критерия -квадрат.
Мы вполне согласны с утверждением, что критерий
-квадрат, как и любой другой статистический крите-
рий,-это способ представления данных, позволяющий
оценить, имеют ли эти данные какую-либо структуру
или значение. То же самое можно сказать и о решет-
ках. Решетка не тест: у нее нет специфического
содержания, и мы можем говорить о ее валидности,
только подразумевая ее способность (или, напротив,
неспособность) выявлять структуру конкретных экспе-
риментальных данных.
Это означает, что валидность решеток не та, что,
скажем, у опросников. Если мы разрабатываем опрос-
ник из 30 пунктов, направленный на измерение степени
<подчиненности> испытуемого, то нам необходимо точ-
но определить значение, приписываемое термину <под-
чиненность>, и ответить на вопрос о том, с чем она
будет коррелировать и что она будет предсказывать.
Решетки не измеряют характеристику или черту-они
выявляют связи между конструктами. Можно оспари-
вать утверждение о том, что измерение <подчиненно-
сти> или любой другой характеристики приносит пользу
теории психологии, однако весьма трудно доказать, что
конструкты человека не связаны между собой или то,
что эта связь не представляет интереса для психолога.
Сам процесс приписывания значения явлениям уже
свидетельствует о том, что наши конструкты связаны
между собой. Словарь-это просто выраженный в
лингвистических символах каталог взаимоотношений
конструктов для данной популяции.
Вся структура логики (как формальной, так и
неформальной) основывается на представлении о том,
что один конструкт имплицирует другой (если р, то
q). Следовательно, бессмысленно подвергать сомнению
основное положение о взаимосвязи конструктов, так
как отрицание этого требует доказательств, то есть
привлечения взаимосвязанных аргументов, что возмож-
но только в том случае, если такие связи существуют.
Не имеет смысла и оспаривать положение о том, что
решетки выявляют отношения между конструктами,
однако можно спорить о том, каким образом они
выявляют эти отношения и что именно можно предска-
зать, основываясь на знании этих отношений.
Если мы проведем решетку любого типа, скажем
такую, в которой 10 элементов ранжируются по нес-
кольким конструктам, и подсчитаем коэффициенты
ранговой корреляции между этими конструктами, то
увидим, что число значимых корреляций превышает
случайно возможное. Очевидно, что решетка выявляет
структуру связей между конструктами, и, следователь-
но, можно утверждать, что она обладает внутренней
валидностью. Для любой решетки можно оценить зна-
чимость сделанных испытуемым оценок (см. 52), пос-
кольку все статистические методы (кластер-анализ,
биномиальное разложение, определение значимого
уровня для корреляций и т. п.), применимые для обра-
ботки групповых данных, применимы и для обработ-
ки данных, полученных при заполнении одной-
единственной решетки. В качестве <популяции> здесь
можно использовать совокупность реакций конкретного
испытуемого и исследовать эту совокупность любыми
методами групповой статистики, традиционно использу-
емыми для анализа групповых данных. Итак, мы
утверждаем, что решетка-это, в сущности, способ
представления данных, и, хотя имеет смысл определять
валидность конкретной решетки, разработанной для
получения специфической информации, нет смысла
спорить о валидности метода решеток как такового.
Необходимо рассмотреть еще один аспект валидно-
сти, тоже связанный с многообразием решеток и не-
возможностью рассуждать о методе решеток в целом, в
отличие, скажем, от метода тестов. Мы хотим здесь
снова напомнить одно важное положение, уже приводи-
мое нами при обсуждении проблемы надежности. Если
выяснилось, что данная решетка не имеет предсказа-
тельной силы и не дает никакой информации, то
следует попытаться выявить ее недостатки, а не делать
выводы о валидности или невалидности метода в
целом.
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