Бодалев А.А. » Основы психодиагностики, немедицинской психотерапии и психологического конконсультирования

стандартизованного самоотчета. Сюда относятся различные техники

шкалирования, классифицирования, сравнения и тест-опросники. Вер-

бальная форма подачи тестового материала порождает у испытуемого

определенные встречные гипотезы о цели тестирования. Если ситуация

диктует испытуемому .необходимость фальсификации ответов, то испы-

туемый редко отказывается от этой возможности.

Валидность - характеристика любых измерений, в том числе и

физических. Специфические проблемы валидности, связанные с актив-

ностью человека как объекта в психодиагностике, целесообразно обоз-

начить особым образом - проблемы обеспечения <достоверности>.

Психологические факторы, от которых зависит достоверность дан-

ных самоотчета, условно можно сгруппировать в следующие классы.

1. Факторы знания. У испытуемого может быть более или менее

четкое представление о следующем: а) свойственно ли ему в действи-

тельности или нет тестируемое поведенческое; проявление (с некото-

рыми ситуациями, имплицитно подразумеваемыми в вопросе тест-

опросника, испытуемый мог на практике никогда не встречаться: на-

пример, утверждение <После выигрыша в спортлото Вы покупаете

больше лотерейных билетов> подразумевает, что испытуемый, во-пер-

вых, играет в спортлото и, во-вторых, выигрывает; б) что за лично-

стное свойство скрывается у психолога за тем или иным конкретным

поведением, описанным в суждении; в) как это свойство соотносится

с общепринятыми моральными Формами и признаками социального

успеха.

2. Фактор <социальной желательности>. Обозначает тенденцию-

испытуемого давать о себе социально одобряемую информацию. Сила

этой тенденции зависит как от общей внеситуативной установки испы-

туемого на морализацию <Я-образа> и социальную успешность,так и

от того, насколько эту установку актуализирует сама ситуация тести-

рования (диагностическая ситуация). Однако эта тенденция не будет

давать систематического искажения, если испытуемые не смогут раз-

гадать направленность опросника и связать диагностируемое свойство

с тем или иным полюсом <социальной желательности>. Таким обра-

зом, действие этого фактора до некоторой степени опосредовано дей-

ствием фактора <знание>. Однако при диагностике личностных свойств>

тесно связанных с психической <нормальностью> или <социальной

успешностью>, фактор <социальной желательности ответа> обусловли-

вает очень серьезные искажения.

3. Факторы <индивидуальной тактики>. Здесь подразумевается дей-

ствие <Я-концепции> (<Я> для себя) и <Я-образа> (<Я> для других)

на ситуативную тактику исдытуемого в момент тестирования. Выпол-

няя тест-опросник, испытуемый всегда находится в невольном диалоге

с самим собой и в своих ответах на вопросы раскрывает себя не только

для других, но и для себя самого. Испытуемый стремится подтвердить

<Я-концепцию> или фальсифицировать определенный <Я-образ> с за-

данными свойствами. Как правило, в ситуациях высокого социального

риска <Я-образ> полностью доминирует: например, преступник при

экспертизе стремится прежде всего предстать больным или неприспо-

собленным к жизни, хотя в действительности ему было бы приятно

думать о себе как о вполне адаптированном здоровом человеке. Точно

так же склонны подчеркивать свои трудности и проблемы клиенты,

обратившиеся за помощью к психологу-психотерапевту (чтобы вызвать

к себе его повышенное внимание). В менее регламентированных ситуа-

STR.84

циях, наоборот, может доминировать мотивация самопознания: в этом

случае испытуемый невольно стремится подтвердить с помощью теста

свои гипотезы о самом себе.

Заслуживают внимания также особые формы отказа испытуемого

от тестирования: позиционный стиль ответа (<соглашательство> или,

наоборот, <отрицание>), случайные ответы. Для выявления подобных

отказов обычно достаточно довольно простых мер: 1) для исключения

влияния соглашательства (<отрицания>) применяются перечни с <пря-

мыми> (ответ <верно> в пользу измеряемого свойства) и <обратными>

(ответ <неверно> в пользу измеряемого свойства) пунктами. Кроме

того,, производится подсчет баланса <подтверждающих> и <отвергаю-

щих> ответов: если баланс резко нарушается, то протокол признается

бракованным iЇ; 2) для выявления случайных ответов в большие пе-

речни вводят вопросы-дубли (синонимические перефразы) или прямые

повторы: если испытуемый слишком часто по-разному отвечает на оди-

наковые вопросы, значит он применяет случайную тактику. Вводят

также и крайне редкие утверждения, с которыми испытуемые, как пра-

вило, соглашаются только по ошибке.

Более изощренные методы требуются для борьбы с социальной

желательностью. Здесь будут рассмотрены три наиболее часто ис-

пользуемых варианта.

1. Введение особых шкал <лжи> в диагностический вариант мето-

дики. Они составляются из <вопросов-ловушек>: тот или иной ответ

на эти вопросы явно предойределен социальной желательностью. Если

испытуемый набирает слишком высокий балл по шкале лжи, его про-

токол бракуется. Более тонкий вариант - введение шкал <коррек-

ции> (например, в ММР1): получение определенного балла по этим

шкалам вызывает внесение поправок к баллу по другим шкалам, скор-

релированным со шкалой коррекции. Величина поправок определяется

коэффициентом линейной регрессии (измеренным в нормативном экспе-

рименте) между баллами, полученными по шкале коррекции и основ-

ной диагностической шкале (шкале свойства).

2. Устранение или сбалансирование <социальной желательности>

с помощью использования инструкции на преднамеренную фальсифи-

кацию результатов. Участникам пилотажных замеров кроме обычной

инструкции дается дополнительная (во вторую очередь): <Заполните

опросник от лица человека, желающего произвести самое благоприят-

ное впечатление>. 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)).

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>