Сонди Леопольд. Учебник экспериментальной диагностики влечений.

*

Этих двух примеров будет достаточно, чтобы показать, почему наш тест способен так дифференцированно выявлять и отделять определенные группы больных от обычных людей. Все тестологическое учение о синдромах, которое мы изложили в патологии влечений, опирается на этот принцип. Мы уже подчеркивали, что:
• только на основе этого принципа построения тестового аппарата мы приходим к определению среднего профиля;
• только благодаря особым факторным трансформациям повседневных симпатий и антипатий оказалось возможным определить специфические симптомы (синдромы) для различных категорий болезней.
Но все эти особые тестологические синдромы характерны только для острых процессов заболевания; они исчезают, как только пройдет острый процесс (например, в случае депрессии, мании, шизофрении и т. д.) и не появится опять здоровое состояние или хронический дефект. Некоторые авторы, которые не учли это обстоятельство, пришли к ошибочным выводам*.

II. Статистические условия
Из всех условий, которые должны соблюдаться для доказательства валидности теста, именно статистическая валидность используется наиболее часто.
Довольно большая часть статистических исследований, проведенных на основе математических подсчетов, установила «статистическую невалидность» нашего теста.


* По этому вопросу см.работы: а) Moser, U.: Validierung, Blinddiagnose und die Problematik des Krankheitsbegriffes im Szondi-Test. Szondiana II. S. 35ff. b) Beeli, Б.: Bemerkungen zur Arbeit von L. Rauhala «Ьber die Validitдt von Szondis Syndromatik der Schizophrenie». Schw. Ztsch. f. Psych. Bd. 17, Heft 3, 1958.
И только меньшая часть исследователей — как раз та, что способна думать клинико-психологически, -утверждала, что хотя тест и может быть статистически невалидным, он может хорошо функционировать клинически. (М. Харроуэр). Здесь мы опять встречаемся с хорошо известным постоянным расхождением между статистической и клинической валидностью, что характерно для всех глубинно-психологических тестов (тест Роршаха, TAT и т. д.).
Более подробный разбор критических работ увел бы нас слишком далеко*. Поэтому здесь мы ограничиваемся следующими утверждениями:
Из всех использующихся сегодня тестовых методов наш тест предпочтений вне всякого сомнения является тем методом, который позволяет наиболее глубоко проникать в бессознательные слои психики. Наш тест предпочтений, с одной стороны, открывает бессознательные, унаследованные, но еще ни разу не прожитые возможности судьбы и существования, а с другой — бессознательные, личностно-вытесненные судьбы влечений и существования сферы Я, то есть те судьбы, которые динамично-функционально, хотя и скрыто, постоянно воздействуют на нас, частично находясь в семейном, а частично — в личностном бессознательном. Способен ли какой-либо статистический метод на математическое обнаружение целостных бессознательных фигур, определяющих собой возможности судьбы? Мы считаем такое исследование в принципе возможным. Нам даже удается посредством проведения одного или нескольких десятисерийных диагностических экспериментов чисто психологическим путем определять целостные личные судьбы — в качестве индивидуальных возможностей существования, причем по мере интерпретации профилей мы получаем более интегральную картину личности испытуемого. Как складывать, вычитать или делить на факторные или векторные реакции такие возможности судьбы? Возможности судьбы можно анализировать и сравнивать друг с другом только психологически, никогда не забывая о присущей им целостности. Мы должны признаться, что идти таким путем намного труднее, чем воспользоваться какой-либо математической формулой — например, популярным методом χ2. К сожалению, каузально-психологическое мышление за последние десятилетия в некоторых областях полностью вытеснено из психологии статистическим мышлением и почти совсем исчезло. Именно в этом мы видим «раковый очаг» современной тестологии. Если такое положение дел не изменится, в психологии может погибнуть «психологическое».

*

Но так как мы предполагаем, что в будущем психологи-профессионалы — вместо того, чтобы глубинно-психологически интерпретировать любой десятисерийный эксперимент посредством изложенного нами метода истолкования, — скорее будут использовать статистику для подсчета факторных и векторных реакций при групповых исследованиях, мы вынуждены упомянуть о двух статистических условиях, которые часто упускаются при выявлении статистической валидности.


*О работах на эту тему: David, H. P.: A Szondi-Test Bibliography, 1939-1953. Journ. of Projective Techniques. Vol. 18. Nr. 1. 1954.

Первым таким условием является основополагающий структурно-тестовый подсчет вероятностей по М. Ахтниху (Винтертур)*.
Вторым условием является сравнение групповых результатов с региональными и национальными средними показателями.
1. Структурно-тестовое статистическое условие
М. Ахтних установил, что структура теста и особая форма выборов, заключающаяся в отборе по две симпатичных и антипатичных карточки из 48, уже сама по себе обосновывает возможность подсчета величины вероятности для факторных и векторных реакций, причем эти показатели будут независимы от специальных свойств исследуемой группы, так как эти реакции будут определяться только построением теста.
В тесте возможны четыре нулевых, девять позитивных, девять отрицательных и шесть амбивалентных реакций (см. таблицу 3). Такая неравномерность в распределении четырех видов факторных реакций (0, +, — и ±) приводит к тому, что струк-турно-тестологически, с самого начала, четыре вида реакций «стартуют» с различными величинами вероятностей. Это то обстоятельство, которое упускают из виду все исследователи, применяющие статистические методы для проверки нашего теста. М. Ахтних подсчитал обусловленные структурой теста вероятности факторных и век-торных реакций. (Полученные им формулы и числа были проверены господином профессором Заксером, из Швейцарского Технического Университета в Цюрихе; см. оригинальную работу в ежегоднике Сондиана I).
М. Ахтних выявил величины вероятностей и дисперсию (разброс значений) для факторных 0, +, -, ± реакций и для 16 векторных реакций.
Таким образом, структурно-тестовым статистическим условием при исследовании групп является сравнение каждой эмпирически найденной величины частоты с обусловленной структурой теста величиной вероятности и выявление того, насколько показатель эмпирической частоты отличается от величины вероятности, обусловленной самой структурой теста.
После этого необходимо сравнить эмпирические частоты групп с так называемыми региональными или национальными средними показателями частоты. После этого можно будет подсчитывать частоты для каких-либо определенных групп.
2. Статистическое условие сравнения всех эмпирических показателей частоты с региональным и национальными средними показателями
Вряд ли сегодня это условие можно выполнить, так как в литературе мы можем найти только средние региональные показатели для Венгрии (Л. Сонди), для наварцев (Сото Ф. Ярриту, Испания) и частично еще голландцев (ван Солт). Специфические возрастные показатели для подростков Германии выявил Г. Хайнельт.
Здесь мы хотим обратить внимание на работу Сото Ярриту, который сравнил средние векторные величины 750 здоровых жителей испанской провинции Наварра с нашими данными, относящимися к 1000 здоровым взрослым венграм**. Из этой работы вытекают два важных вывода (см. рис. 28-31).

*Achtnich, M.: Grundlegende Wahrscheinlichkeitsrechnungen zum Szondi-Test. Szondiana I. S. 21 Iff.
**Soto, Yarritu, F.: Validierung des Szondi-Testes durch eine Gruppenuntersuchung von 2352 РдПеп. Szondiana II. 1955. S. 65 ff.