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 1nP-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.
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 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144
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
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.
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 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144