Интеллекта» Мейли интеллекта аналитического



Теста

Теоретически Р. Мейли, не претендуя
на выделение всех возможных факторов
интеллекта, предполагает существование
следующих факторов: 1) доступной труд-


ности; 2) пластичности;3) целостности;
4) беглости. Он указывает, что эти фак-
торы представляют собой аспекты процес-
сов мышления (понятых с позиции геш-
тальтпсихологии) и всегда выступают
совместно. Каждый из этих факторов об-
наруживается у любого человека, но с оп-
ределенной степенью «насыщенности».
Набор факторов характеризует форму ин-
теллекта. Поданным Р. Мейли, результа-
ты факторного анализа подтверждают
существование предложенных им четы-
рех общих факторов.

В трех из шести субтестов определяет-
ся способность установления конкретных
связей и зависимостей (1,3, 4). Субтесты
2 и 6 имеют более абстрактный харак-
тер, существующие зависимости не все-
гда можно определить непосредственно.
Можно полагать, что здесь в большей сте-
пени проявляется абстрактное мышле-
ние. Субтест 5 занимает особое место,
так как требует визуальной комбинатори-
ки. Р. Мейли указывает, что в субтестах
1 и 2 главную роль играют факторы слож-
ности задания и пластичности интеллек-
та. В двух комбинационных субтестах вы-
ступают факторы целостности и беглости.
Субтесты 4 и 6 носят наиболее сложный,
комплексный характер.

Автором приводятся некоторые дан-
ные по корреляции М. и. а. т. с другими
методиками диагностики интеллекта. Так,
коэффициент корреляции со Станфорд—
Бине умственного развития шкалой
в
различных возрастных группах варьирует
от 0,60 до 0,69. Коэффициент корреляции
с Амтхауэра интеллекта структуры
тестом
составляет 0,81 (по данным об-
следования испытуемых 15-18-летнего
возраста). Имеются данные о связи AIT с
Батареей тестов механических способно-
стей Вальтера (Walter Batterie der «Bega-
bung fur Mechanik»). Коэффициенты кор-
реляции по отдельным субтестам —
0,56-0,61. Общие показатели надежно-


172


МЕР


emu ретестоеой устанавливаются в пре-
делах 0,61-0,67, по отдельным субтес-
там — 0,48-0,52; надежности парал-
лельных форм
—- 0,74. Р. Мейли разрабо-
тал несколько модификаций теста, на-
правленных на обследование различных
контингентов испытуемых, в том числе
допускающих групповое обследование.

Сведений об использовании в СНГ не
имеется.

МЕЙЛИ ПАМЯТИ ТЕСТ (Meill Memo-
ry Test) — методика исследования зри-
тельной и слуховой памяти. Относится к
числу проб памяти по определению коли-
чества удержанных членов ряда.

М. п. т". проводится в два этапа. Пер-
вый направлен на исследование зритель-
ной памяти. Тестовый материал включает
две серии картинок с изображением раз-
личных предметов. Каждая серия насчи-
тывает 30 карточек, предъявляемых с ин-
тервалом 2 с. После демонстрации карти-
нок первой серии делается перерыв на
Юс, и затем обследуемый называет по
памяти изображенные на карточках пред-
меты. Последовательность перечисления
предметов значения не имеет. В протоко-
ле обследования отмечается количество
правильно названных объектов. В анало-
гичном порядке проводится обследование
с помощью второй серии карточек (обыч-
но на следующий день). Желательно так-
же не проводить в один день обследование
зрительной и слуховой памяти. Анализ
слуховой памяти производится сходным
образом путем предъявления двух серий
по 30 слов. Полученные результаты могут
быть выражены в процентных показате-
лях (см. Оценки шкальные). Для оценки
результатов проб зрительной и слуховой
памяти имеются нормы для испытуемых
7-14 лет и взрослых (отдельно для лиц
мужского и женского пола).

По мнению Р. Мейли, с помощью дан-
ной методики исследуются лишь облада-


ющие не очень большой диагностической
ценностью показатели непосредственной
«цепкости» памяти. Для общей оценки со-
стояния памяти применение М. п. т. допу-
стимо лишь в комплексе с другими ме-
тодами. Получение достоверных разли-
чий по результатам отдельных серий сви-
детельствует о лабильности мнестичес-
кой функции, недостаточной концентра-
ции внимания.

Благодаря компактности и простоте
М. п. т. может применяться в качестве
скрининговой методики (см. Отсеива-
ние).
Основное распространение М. п. т.
в отечественной психологической диаг-
ностике
получил в области клинических
исследовании (Мейли, 1969; В. М. Блей-
хер и И. В. Крук, 1986).

МЕРЫ ИЗМЕНЧИВОСТИ — статис-
тические показатели вариации (разброса)
признака (переменной) относительно
среднего значения, степени индивидуаль-
ных отклонений от центральной тенден-
ции распределения. М. и. позволяют су-
дить о достоверности и однородности
полученной эмпирически совокупности
данных, существенности сходств и разли-
чий в распределении и сравниваемых
группах распределений, точности прове-
денных измерений.

Одна и та же средняя величина может
характеризовать совокупности данных, в
которых размеры вариации признака зна-
чительно отличаются друг от друга. Так,
например, при обследовании уровня дос-
тижений по отдельному предмету двух
групп учащихся может оказаться, что
^ = X;, однако в первой группе показате-
ли плотно концентрируются около xj , что
отражает одинаковый, стабильный уро-
вень подготовки, а во второй наблюдает-
ся значительный разброс (часть учащих-
ся, предположим, в силу индивидуальных
интересов и самостоятельной углублен-
ной подготовки достигают очень хороших


173


МЕР


результатов, в то время как большинство
других имеют показатели существенно
ниже, чем в первой группе).

Наиболее простым и наглядным спосо-
бом представления разброса данных явля-
ется размах распределения, т. е. разность
между самым высоким и самым низким
результатами. Однако эта М. и. неточна и
неустойчива, поскольку характеризует
только два показателя в выборке незави-
симо от объема последней. Случайный,
необычно низкий или высокий результат
может заметно повлиять на величину раз-
маха. Более точная М. и. основана на уче-
те разности между каждым индивидуаль-
ным результатом и средним значением
по группе. Таким показателем является
среднее абсолютное (линейное, ариф-
метическое) отклонение (d):

где \xj-x означает, что суммируются
значения отклонений от х без учета зна-
ка, п — объем совокупности^

Недостаток показателя d заключает-
ся в том, что он не учитывает знак откло-
нения, поэтому гораздо более информа-
тивными М.и. являются дисперсия и
среднеквадратическое отклонение.

Дисперсия представляет собой сред-
нюю квадрата отклонений индивидуаль-
ных значений признака от их средней ве-
личины и обозначается а2:

о = ---------------- ,

п

где Л(х-х) —сумма квадратов разно-
стей между средним и индивидуальным
значением признака; п — количество ва-
риантов.

Расчет дисперсии применяют для вы-
деления выборочной совокупности, опре-


деления ошибки выборки, однородности
изучаемой совокупности по тому или ино-
му признаку. Он лежит в основе фактор-
ного анализа, дисперсионного анализа
и ряда других статистических методов.
Применение дисперсии как М. и. не все-
гда удобно, так как размерность диспер-
сии равна квадрату размерности изучае-
мого признака. Поэтому для измерения
вариации вычисляется среднее квадра-
тическое
отклонение а, равное корню
квадратному из суммы квадратов отклоне-
ний индивидуальных значений признака
от среднего, т. е. дисперсии:

Ых-х)

-\2

(7 = 1

Следует заметить, что более точной
характеристикой дисперсии является ве-

■. Такая поправка необ-

п-1

личина

ходима при небольших статистических
выборках.

Величина квадратного корня из дис-
персии носит также название стандарт-
ного отклонения
(ст, Sx). Стандартное
отклонение является обще,употребимой
мерой вариации, так как для многих рас-
пределений, приближающихся к нормаль-
ному, мы приблизительно знаем, какой
процент данных лежит внутри одного,
двух, трех и более стандартных отклоне-
ний от среднего.

Дисперсия и среднее квадратическое
отклонение как меры вариации признака
имеют некоторые недостатки. Они недо-
статочно точно характеризуют изменчи-
вость признака, т. к. отражают абсолют-
ный размер отклонений. Это неудобно при
сопоставлении распределений с различ-
ной размерностью и значением призна-
ков. Для устранения этого недостатка аб-
солютные числа переводятся в относи-
тельные. Отношение квадратического от-
клонения к средней, выраженное в про-


174


МЕР


центах, называется коэффициентом ва-
риации V:


2. Взвешенная средняя арифме-
тическая


 


Отношение среднего линейного откло-
нения к средней арифметической, выра-
женное в процентах, называется линей-
ным коэффициентом вариации:

Отношение размаха вариации (R) к
средней арифметической, выраженное в
процентах, называется коэффициентом
асцилляции:


_

гц + ги, + • • ■ + щ

т. е. взвешенная х равна отношению сум-
мы произведений каждого значения пере-
менной на ее удельный вес к сумме весов.
При расчете взвешенной х интервально-
го ряда за исходные варианты принимают-
ся середины интервала, определяемые как
простые х крайних значений каждого ин-
тервала.

3. Средняя геометрическая


 



4. Средняя гармоническая


МЕРЫ ЦЕНТРАЛЬНОЙ ТЕНДЕН-
ЦИИ
— характеристики совокупности
переменных (признаков), указывающие
на наиболее типичный, репрезентативный
для изучаемой выборки результат. Если
предположить, что множество результа-
тов исследования расположено на число-
вой прямой, то центральная тенденция
будет проявляться в ориентации, группи-
ровании результатов относительно опре-
деленного участка этой прямой. М. ц. т.
являются наиболее широко применяемы-
ми статистическими показателями, ис-
пользуемыми не только для характерис-
тики количественных признаков, выра-
женных в интервальных шкалах, но и для
анализа качественных признаков в поряд-
ковых шкалах путем приписывания им ко-
личественных индексов. Наиболее рас-
пространенными М. ц. т. являются сред-
ние величины:

1. Простая средняя арифметичес-

Кая

Xj3 Л    У Х1п

где хп ... xin — значения переменной, п
число наблюдений.


где х{ — значения переменной, п( — час-
тоты встречаемости признака.

5. Средняя квадратическая (S) в

определенной степени отражает меру из-
менчивости признака и определяется по
формуле:

Средняя квадратическая используется
при вычислении среднего квадратическо-
го отклонения.

Другими распространенными М. ц. т.
являются мода и медиана.

Мода (Мо) — значение, наиболее ча-
сто встречающееся в ряду переменных.
Для случаев, когда все значения в выбор-
ке встречаются одинаково часто, считает-
ся, что распределение не имеет моды.
Если два соседних значения имеют одина-
ковую частоту и эта частота больше час-
тот других значений, мода является сред-


175


Мет


ним этих двух значений. В случае, если
два несмежных значения имеют равные
частоты и они превышают частоты других
значений, существуют две моды,

В психологической диагностике оп-
ределение Мо используют для выяснения
наиболее часто встречающихся значений
признаков, расположенных в интерваль-
ных шкалах. С этой целью определяется
модальный интервал, в пределах которо-
го находится Мо, а затем — приближен-
ное значение модальной величины при-
знака по формуле:

Im ~ ш-1_______

(/m ~ tm-\) + \fm ~ /т+1)

где х0нижняя граница модального ин-
тервала, А — величина интервала, fm^ —
частота интервала, предшествующего мо-
дальному, /m+i — частота интервала, сле-
дующего за модальным.

Медиана (Me) — значение, которое
делит пополам упорядоченное множество
переменных, расположенных в порядке
возрастания или убывания. Так, если в
распределении фигурируют стандартные
/Q-оценки, Me будет точка шкалы, соот-
ветствующая 100 баллам.

При выборе и интерпретации М. ц. т.
необходимо учитывать следующие осо-
бенности и правила использования приве-
денных показателей.

1. При определении средних величин
необходимо тщательное соблюдение тре-
бований однородности переменных, реп-
резентативности
и достаточности объе-
ма выборки.

2. Расчету средних величин должна
предшествовать предварительная разбив-
ка изучаемой совокупности на качествен-
но однородные группы.

3. Являясь обобщенной характеристи-
кой ряда, М. ц. т. не позволяют учитывать


его вариации. Наряду с М. ц. т. обязатель-
но использование мер рассеяния (см.
Меры изменчивости).

4. Me не зависит от величин и частот
встречаемости в рамках определенного
множества переменных.

5. В малых совокупностях Мо неста-
бильна и может сильно изменяться при
единичных и незначительных вариациях
переменных.

6. Каждое значение переменной влия-
ет на величину средних. Если одно какое-
нибудь значение меняется на С единиц, х

С

изменяется в том же направлении на уг

единиц. Это свойство особенно важно с
т. з. возникновения ошибок средних из-за
выделяющихся значений переменных.

7. В унимодальных симметричных вы-
борках среднее, Me и Мо совпадают.

МЕТОДИКА РАССКАЗОВ ДОПОЛ-
НЕНИЯ
(Methode des histoires a comple-
tes) — проективная методика исследо-
вания личности. Относится к *истории
завершение* методикам.
Разработана
М. Тома в 1937 г. с целью выявления лич-
ностных особенностей и значимых конф-
ликтов детей.

Состоит из 14 неоконченных расска-
зов, которые испытуемому предлагают за-
кончить. Например, рассказ № 1: «Маль-
чик идет в школу. На перемене он не
играет с другими детьми, он остается один
в углу. Почему?» Рассказы с 1-го по 7-й
касаются семейных конфликтов; с 7-го по
14-й — снов, желаний, любимых сказок,
фантазий; они дают больше информации,
чем предыдущие рассказы. Методика
предназначена для обследования детей
4,5-12 лет. Особенно эффективна при об-
следовании детей 6-7 лет.

Интерпретация преимущественно ка-
чественная и основана на интуиции ис-
следователя, чаще всего осуществляется


174


Мил


с психоаналитических позиций (ср.:
Дюсса (Десперт) сказки). Анализиру-
ются в первую очередь следующие пара-
метры: 1) рассказы о сновидениях;
2) наиболее часто встречающиеся ска-
зочные завершения; 3) проявление же-
лания смерти.

Автор считает, что соответствие ре-
зультатов, полученных с помощью мето-
дики, данным наблюдений за этими же
детьми составляет 90%. Других сведе-
ний, имеющих отношение к валидности
и надежности методики, не имеется.
Тест получил признание во многих стра-
нах.

Данных об использовании в СНГ не
имеется.

МЕТОДИКА ЭКСПРЕСС-ДИАГНОС-
ТИКИ ИНТЕЛЛЕКТУАЛЬНЫХ СПО-
СОБНОСТЕЙ
(МЭДИС) — тест ин-
теллекта.
Предложен Е. И. Щеблановой,
И. С. Авериной и Е. Н. Задориной в
1994 г. Предназначен для измерения ин-
теллектуальных способностей детей в
возрасте 6-7 лет.

Создан на основе тестов /С/Т 1-3
(Kognitiver Fahigkeits Test fur 1 bis 3 klas-
sen, 1983), разработанных в Мюнхенском
университете для диагностики познава-
тельных способностей одаренных перво-
классников. Авторы ставили перед собой
задачу конструирования теста для отбора
детей в школу. Методика состоит из 4 суб-
тестов, включающих по 5 заданий возрас-
тающей сложности. Задания представле-
ны в виде рисунков, что дает возможность
тестировать детей независимо от их уме-
ния читать. Также предлагаются трениро-
вочные задания, соответствующие тесто-
вым. Первый субтест — выяснение об-
щей осведомленности учащихся, их сло-
варного запаса; второй дает возможность
оценить понимание количественных и ка-
чественных соотношений между предме-


тами и явлениями; третий позволяет опре-
делить уровень логического мышления,
аналитико-синтетической деятельности
ребенка; четвертый субтест направлен на
диагностику математических способнос-
тей. Время выполнения заданий не огра-
ничивается, разработаны две эквивалент-
ные формы (А и Б). Возможно групповое
обследование.

Валидность определялась сравнени-
ем результатов 100 учащихся первых
классов московских школ с данными, по-
лученными с помощью KFT1-3 (для фор-
мы А — г ■ 0,817 при р < 0,0001, для Б —
г = 0,782 при р< 0,0001). Методика
апробирована при отборе детей в 1 класс
школы для одаренных учащихся. Авторы
сообщают о том, что данные тестирования
подтверждаются результатами собеседо-
вания. Указывается на удовлетворитель-
ную надежность методики.

М. э.-д. и. с. рекомендуется для быст-
рой ориентировочной диагностики уровня
интеллектуального развития и выявления
одаренных детей.

МИЛЛЕРА АНАЛОГИЙ ТЕСТ (Miller
Analogies Test, MAT) — тест вербаль-
ный,
относящийся к группе тестов дос-
тижений.
Разработан Г. Миллером в
1926 г. и направлен на диагностику подго-
товленности выпускников средних школ,
поступающих в высшие учебные заведе-
ния. Материал тестовой серии включает
100 заданий, оформленных в виде анало-
гий. Время выполнения каждой серии —
50 мин. Примеры заданий:

1. Серый : Слон :: (а) белый, б) корич-
невый, в) зеленый, г) серый) : Мед-
ведь гризли.

7. Композитор : Соната :: (а) физик,
б) художник, в) скульптор, г) ав-
тор) : Литография.

46. Гектор: (а) Рим, б) Карфаген, в) Си-
цилия, г) Троя):: Ахилл : Греция.


177


Мил


96. Палестрина : XVI в. :: (а) Бетховен,
б) Бах, в) Чайковский, г) Стравинс-
кий) : XX в.

100. Исмаил: (а) Агарь, б) Ревека, в) Эс-
фирь, г) София):: Исаак: Сарра.
Имеется одна тренировочная серия из
100 заданий и 10 основных тестовых се-
рий, являющихся взаимозаменяемыми
(см. Параллельные формы теста). Пер-
вичные оценки пересчитываются в про-
центили (см. Оценки шкальные), опреде-
ленные для разных специальностей, по
которым обучаются студенты (психоло-
гия, педагогика, естественные науки, об-
щественные науки, гуманитарные науки,
работники социальных служб, работники
здравоохранения и т. д.). Валидность со-
держательная
М. а. т. определяется пе-
речнем сведений, входящих в семь катего-
рий, связанных с учебными дисциплина-
ми и направлениями обучения:1. Запас
понятий. 2. Общая информированность.

3. Гуманитарные знания (история, лите-
ратура, мифология, философия, религия,
изобразительное искусство, музыка).

4. Общественные науки (психология, со-
циология, экономика, лингвистика, антро-
пология, политология). 5. Естественные
науки (биология, физика, химия). 6. Ма-
тематика. 7. Грамматика.

Исследования валидности конст-
руктной
выявили связь результатов
М. а. т. с факторами вербальных способ-
ностей. Тест оказался в высокой степени
связан с факторами осведомленности и
владения базовыми знаниями. Валид-
ность критериальная
(прогностичес-
кая) устанавливалась на основе сопостав-
ления результатов М. а. т. с академиче-
скими успехами в высшей школе. При
оценке надежности особое внимание уде-
лялось контролю сопоставимости десяти
серий теста (см. Надежность параллель-
ных форм).
Тест многократно модифици-
ровался, и на его основе разработаны мно-
гие тесты достижений.


Наиболее известным из них является
Тест математического рассуждения Доп-
пельта (Doppelt Mathematical Reasoning
Test, DMRT). Тест содержит 50 заданий,
рассчитанных на выполнение в течение
50 мин. Примеры заданий:

Найти не соответствующий другим
членам ряда элемент

1. (а) 8, (б) 16, (в) 10, (г) 4, (д) 12.

5. (а) корень из 33, (б) корень из 18,

(в) корень из -4, (г) корень из 27,
(д) корень из 25.

33. (а) куб, (б) трапеция, (в) сфера,

(г) пирамида, (д) параллелепипед.
М. а. т. лежит в основе и Миннесот-

ского теста технических аналогий (Minne-
sota Engineering Analogies Test, MEAT).
M. а. т. и его модификации широко рас-
пространены в США, он достаточно попу-
лярен в Канаде, Австралии, Великобрита-
нии и на Филиппинах. Сведений об
использовании в СНГ нет.

МИЛЛОНА КЛИНИЧЕСКИЙ МНО-
ГООСЕВОЙ ОПРОСНИК
(Millon Clini-
cal Multiaxial Inventory, MCMI) опрос-
ник личностный.
Разработан Т. Мил-
лоном в 1977 г. (последующие пересмот-
ры в 1987 г. — MCMI-II и 1994 г. —
MCMI-III) с целью «построения профиля
шкальных оценок для детального анализа
личности и динамики симптомов».

М. к. м. о. состоит из 175 вопросов, тре-
бующих ответа «да» или «нет» и образую-
щих 27 шкал (здесь и далее о MCMI-III).
Эти шкалы подразделяются на пять сек-
ций:

I. Секция клинических личностных
паттернов:

1 Шизоид;

2А Избегающий;

2В Депрессивный;

3 Зависимый;

4 Истерический;

5 Нарциссический;
6А Антисоциальный;


178


Мин


6Б Агрессивный (садистический);

7 Компульсивный;

8А Пассивно-агрессивный (негативис-
тический);

8В Самоповреждающий (мазохисти-
ческий).

II. Секция выраженной личностной па-
тологии:

S Шизотипическая;
С Пограничная;
Р Параноидная.

III. Секция клинических синдромов:
А Анксиозный;

Н Соматоформный;

N Биполярный: маниакальный;

D Дистимический;

8 Алкогольной зависимости;

Т Наркотической зависимости;
R Посттравматического стрессового
расстройства.

IV. Секция выраженных синдромов:
SS Расстройства мышления;

СС Депрессия;

РР Галлюцинаторные расстройства.

V. Секция изменения показателей
(обнаружение тенденций к искажению от-
ветов):

X Раскрытость;

Y Желательность;
Z Заниженность;

V Валидность.

Опросник приведен в соответствие с
DSM-IV (Diagnostic and Statistical
Manual of Mental Disorders, 4-th ed.).

Диагностические шкалы М. к. м. о.
разработаны на основе теоретических
представлений автора, которые сыграли
важную роль в подготовке DSM-II1. Ос-
новная работа, в которой изложены теоре-
тические воззрения Т. Миллона, — «Со-
временная психопатология» (1969). Ав-
тор трактует расстройства личности как
прототипы. Каждый прототип содержит
множество разновидностей. По мнению
Т. Миллона, не существуют обособленно,
сами по себе, напр., шизоидные или деп-


рессивные типы, есть различные формы,
разновидности^ которых ядро или прото-
тип личности себя выражает. Т. Миллон
совместно с Р. Дэвисом (1995) описал се-
рии личностных субтипов для каждого из
главных прототипов. Эти субтипы, как
указывают авторы, «взяты из чтения со-
временной и исторической литературы,
они близки клинической мудрости, куль-
турным мифам и эмпирическим фактам.
Часто они представляют собой смесь
главных типов».

Опросник предназначен для обследо-
вания в клинике лиц от 18 лет и старше,
имеющих эмоциональные, поведенческие
или личностные проблемы. Стандарти-
зирован
на различных выборках. Значе-
ния коэффициента альфа от 0,66 до 0,89
для личностных шкал (1-8В) и от 0,71 до
0,90 для шкал клинических синдромов
(А—РР). Надежность ретестовая для
шкал А—РР от 0,84 до 0,96. В литературе
дается в целом позитивная оценка теоре-
тического фундамента и методологии кон-
струирования опросника, что позволяет
говорить о его валидности конструкт-
ной.

Сведений об использовании в СНГ нет.

МИННЕСОТСКИЙ МНОГОАСПЕКТ-
НЫЙ ЛИЧНОСТНЫЙ ОПРОСНИК

(Minnesota Multiphasic Personality Inven-
tory, MMPI) опросник личностный.
Предложен С. Хатуэем и Дж. Маккинли в
1940 г. М. м. л. о. является реализацией
типологического подхода к изучению лич-
ности и занимает ведущее место среди
других личностных опросников в психоди-
агностических исследованиях (библио-
графия составляет около 4000 названий).
Опросник состоит из 550 утвержде-
ний, образующих 10 основных диагности-
ческих шкал. На каждое из утверждений
обследуемые (лица в возрасте от 16 лет и
старше с интеллекта коэффициентом
не ниже 80) должны дать ответ: «верно»,


179


Мин


Протоми методики MMPI


Г(вЛИЦ« (


 


Ф . И .0 .
Адрво


_1 »Г г . ММППА ,


 


Пол .


Обомомм



 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Соц . галетии                                    
R-MM. f 15 и 0 t 10 к 10 1 23 20 25 17 Зв 13 34 в 13 83        
К - ч«рр .       [ ц в     4     10 10   2        
Г - А»н . 16 38 вб 41 80 50 во вв во ев ВО 40 45 во        
12 L

р к

                         

Длтммтм

110                                  
100                                  
во                                  
to                                  
го           \         / L          

во
во

40

    Л ,     \               /      
  /   1                          
30   ё                              
20                                  
10                                  
0                                  

Рис. 41. Протокол и «профиль личности» по Миннесотскому многоаспектному личностному

опроснику


«неверно», «не могу сказать». Ответ, со-
впадающий с «ключом», оценивается в
один балл. Возможны различные вариан-
ты предъявления утверждений, обычно
это делается с помощью карточек, кото-
рые обследуемый раскладывает на три
группы в соответствии со своим ответом.
Полученные данные заносятся экспери-
ментатором в стандартный регистрацион-
ный бланк, в котором отмечаются также
сведения об обследуемом и время, затра-
ченное на раскладку карточек. Заверша-
ется обследование построением «профиля
личности» (рис. 41), который вычерчива-
ется на специальных бланках (два вида —
для мужчин и женщин), где балльные
оценки переводятся в стандартные, т. н.
Т-оценки (см. Оценки шкальные) со сред-
ним значением 50 и стандартным отклоне-
нием 10. Для ускорения интерпретации
структуры показателей, экономного опи-
сания «профиля» используется система
его числового кодирования (см. Кодиро-
вание оценок тестовых).
Для этого шка-
лы записываются по их цифровому обо-


значению (см. ниже) в таком порядке,
чтобы на первом месте оказалась шкала с
наиболее высокими показателями, а за-
тем — остальные по мере снижения. С по-
мощью специальных значков показывают,
как высоко расположены шкалы «профи-
ля», напр.: расположенные на уровне 120
Т — «!!», 110-119 Т — «!», 100-109 Т —
«**». Существует несколько способов ко-
дирования «профиля».

Приведем основные клинические шка-
лы М. м. л. о. и примеры утверждений по
каждой из них (каждая из шкал включает
ряд утверждений, одновременно входя-
щих в другие шкалы).

1. Шкала ипохондрии (HS) — оп-
ределяет «близость» обследуемого к асте-
ноневротическому типу личности:

— Несколько раз в неделю меня беспоко-
ят неприятные ощущения в верхней
части живота (под ложечкой).

— У меня часто бывает такое чувство,
будто голова стянута обручем.

2. Шкала депрессии (D) — предна-
значена для определения степени субъек-


180


Мин


тивной депрессии, морального диском-
форта (гипотимический тип личности):

— У меня беспокойный, прерывистый
сон.

_  Любая работа дается мне ценой боль-
ших усилий.

3. Шкала истерии (Ну) — разрабо-
тана для выявления лиц, склонных к не-
вротическим реакциям конверсионного
типа (использование симптомов физичес-
кого заболевания в качестве средства раз-
решения сложных ситуаций):

— Я никогда не падал(-а) в обморок.

— Часто я ощущаю «комок» в горле.

4. Шкала психопатии (Pd) — на-
правлена на диагностику социопатическо-
го типа личности:

— Иногда мне очень хочется уйти из
дома.

— В школе меня вызывали к директору
за прогулы.

5. Шкала мужественности — жен-
ственности
(М{) — предназначена для
измерения степени идентификации обсле-
дуемого с ролью мужчины или женщины,
предписываемой обществом:

— Я очень люблю охоту.

— Я люблю поэзию.

6. Шкала паранойи (Ра) — позволя-
ет судить о наличии «сверхценных» идей,
подозрительности (паранойяльный тип
личности):

— Я думаю, что за мной следят.

— Большинство людей честны только по-
тому, что боятся наказания.

7. Шкала психастении (Pt) — уста-
навливает сходство обследуемого с боль-
ными, страдающими фобиями, навязчивы-
ми действиями и мыслями (тревожно-
мнительный тип личности):

— Меня беспокоит то, что я могу «сойти
с ума».

— В школьные годы мне было трудно го-
ворить перед всем классом.

8. Шкала шизофрении (Sc) — на-
правлена на диагностику шизоидного
(аутического) типа личности:


 

— Когда вокруг никого нет, я слышу
странные вещи.

— Я опасаюсь пользоваться ножом, дру-
гими острыми и колючими предмета-
ми.

9. Шкала гипомании (Ма) — опре-
деляется степень «близости» обследуемо-
го гипертимному типу личности:

— Я — значительная личность.

— Временами у меня мысли текут быст-
рее, чем я успеваю их высказать.

10. Шкала социальной интровер-
сии
(SO — диагностика степени соответ-
ствия интровертированному типу лич-
ности. Клинической шкалой не является,
добавлена в опросник в ходе его дальней-
шей разработки:

— Люблю поухаживать за женщинами
(пококетничать с мужчинами).

— Мне нравится ходить туда, где шумно
и весело.

Особенностью М. м. л. о. является ис-
пользование в нем четырех оценочных
шкал (см. Шкалы контрольные).

1. Шкала «?» — шкалой может быть
названа условно, т. к. не имеет относя-
щихся к ней утверждений. Регистрирует
количество утверждений, которые обсле-
дуемый не смог отнести ни к «верным», ни
к «неверным».

2. Шкала «лжи» (L) — предназначе-
на для оценки искренности обследуемого.

3. Шкала достоверности (F) — со-
здана для выявления недостоверных ре-
зультатов (связанных с небрежностью
обследуемого), а также аггравации и си-
муляции.

4. Шкала коррекции (К) — введена
для того, чтобы сгладить искажения, вно-
симые чрезмерной недоступностью и ос-
торожностью обследуемого.

Соотношения между показателями,
полученными по этим шкалам, позволяют
судить о достоверности результатов об-
следования.

Собственной теоретической основы
М. м. л. о. не имеет. Для составления ут-


181


Мин



 


Рис. 42. Профили личности по MMPI (С. Хатуэй и Дж. Маккинли, 1963)

Условные обозначения: ▲ — солдаты (288 чел. в возрасте 18-22 г.), ■ — невротики (71 чел., средний воз-
раст — 32,4 г.), х — больные, проходящие психотерапию (60 чел., средний возраст — 30,4 г.), О — другие
больные (56 чел., средний возраст — 69,1 г.)


верждений авторы использовали жалобы
больных, описания симптоматики тех или
иных психических заболеваний в клини-
ческих руководствах (классификация пси-
хических заболеваний, предложенная
Э. Крепелином), ранее разработанные оп-
росники. Первоначально утверждения
были предъявлены значительной группе
здоровых людей, что позволило опреде-
лить их нормативные показатели. Затем
эти показатели были сопоставлены с дан-
ными, полученными при обследовании
различных клинических групп. Так были
отобраны утверждения, которые досто-
верно дифференцировали здоровых и каж-
дую из изученных групп больных
(рис. 42). Эти утверждения объединили в
шкалы, названные в соответствии с кли-
нической группой, по которой та или иная
шкала была валидизирована.

При интерпретации полученных ре-
зультатов исходят из того, что любой пока-
затель, равный 70 Т или выше (пик
«профиля»), принимается в качестве нор-
мативного для выявления патологических


отклонений. В то же время необходимо
учитывать, что значение одного и того же
показателя как «патологического» может
изменяться от шкалы к шкале. Следует
избегать буквальной интерпретации шкал
М. м. л. о.; в частности, нельзя полагать,
что высокий показатель по шкале шизо-
френии указывает на ее наличие. Авторы
подчеркивают, что с помощью шкал
М. м. л. о. «измеряется» не, скажем, исте-
рия, а симптомы, присущие лицам с дан-
ным психическим расстройством. На осо-
бенности «профиля личности» влияют воз-
раст, пол, образование обследуемого, его
отношение к процедуре тестирования и не-
которые другие переменные. Любая гипо-
теза, исходящая из интерпретации веду-
щих пиков профиля, должна быть под-
тверждена показателями других шкал (и
прежде всего независимыми от результа-
тов, полученных с помощью М. м. л. о.),
данными о личности обследуемого.

Неоднократно проводившийся фак-
торный анализ
данных М. м. л. о. в раз-
личных группах (В. Далстром и Г. Уэлш,


182


Мин


1965; Ю. М. Забродин с соавт., 1987 и др.)
позволил выделить наряду с другими
факторы, близкие «нейротизму» и «экст-
раверсии» (см. Айзенка личностные
опросники; «Шестнадцать личност-
ных факторов» опросник). Валидность
М. м. л. о., установленная на основе диф-
ференциации клинических групп, доста-
точно высока. Коэффициент надежности
ретестовой
шкал, по данным В. Далстро-
ма и Г. Уэлша, в различных группах об-
следованных колеблется от 0,05 до 0,86 и
в среднем составляет 0,50-0,80.

Помимо основных и оценочных шкал
на базе утверждений М. м. л. о. создано
множество дополнительных шкал (около
500). Напр., шкала академических спо-
собностей, алкоголизма, социальной от-
ветственности, ригидности и т. д. Важную
роль при интерпретации «профиля лично-
сти» играют те дополнительные шкалы, с
помощью которых конкретизируются,
уточняются результаты основных. Так,
шкала депрессии имеет следующие допол-
нительные шкалы: D{ — субъективной де-
прессии; D2 — психомоторной затормо-
женности; D3 — физической слабости;
D4 — психологической скованности;
D& — мрачной угрюмости.

Неоднократно предлагались сокра-
щенные варианты опросника. Один из
наиболее известных — Mini-Mult, состо-
ящий из 71 утверждения, отобранного на
основе факторного анализа. В зарубеж-
ных исследованиях валидности конст-
руктной
Mini-Mult указывается на его
достаточную валидность при групповой
диагностике, а при индивидуальной —
только в случаях выраженных психичес-
ких отклонений. На русском языке Mini-
Mult адаптирован В. П. Зайцевым (1981),
однако имеются данные об отсутствии ва-
лидности этой методики.

Утверждения М. м. л. о. часто ис-
пользуют для конструирования других


личностных опросников (см. Айзенка
личностные опросники, «Проявления
тревожности» шкала).
В последние
годы для облегчения обработки данных
все шире привлекаются различные компь-
ютерные программы.

М. м. л. о. широко применяется в оте-
чественных психодиагностических иссле-
дованиях. Адаптация опросника началась
еще в 60-е гг. Первым был предложен
вариант, состоящий из 384 утверждений
(Ф. Б. Березин и М. П. Мирошников,
1967). Ф. Б. Березиным с соавт. разрабо-
тана оригинальная интерпретация шкал
М. м. л. о., осуществлена его тщательная
стандартизация. Большая работа по адап-
тации опросника проводилась также в Ле-
нинградском психоневрологическом ин-
ституте им. В. М. Бехтерева, московски-
ми психологами (Л. Н. Собчик, 1971). На
основе утверждений М. м. л. о. петер-
бургскими психологами и психиатрами
созданы новые дифференциально-диагно-
стические шкалы: параноидной шизофре-
нии, уровня невротизации и психопатиза-
ции, депрессивных состояний. Предпри-
нимались попытки использования ЭВМ
для интерпретации данных, полученных с
помощью М. м. л. о.

В 1989 г. опросник был значительно
переработан (рестандартизационный про-
ект начался в 1982 г.) и опубликован под
названием MMPI-2 (Дж. Бучер, В. Далст-
ром, Дж. Грэхем, А. Теллиджен и Б. Кэм-
мер, 1989). Одновременно были изданы
как обычная, так и компьютерная версии
(см. Тесты компьютерные). Новая ре-
дакция опросника содержит 567 утверж-
дений, из которых 394 взяты из раннего
варианта, 66 модифицированы и 107
разработаны вновь. MMPI-2, так же как
MMPI, содержит три шкалы контрольные
и 10 шкал клинических (утверждения 1 —
370). Новые шкалы были разработаны
специально для MMPI-2. С их помощью


183


Мин

 

 

 

  120 115                       _ 20 1S
  110                       - 10
  102                       - 02
  100                       - 00
  95                         95
  90                         К
  85                        
  SO                       - во
  75                       - 75
  70         >             - 70
  «5 60           \ V   ^"     - «5 во
  55   ••■«           / "••■• ......   v  - 55
                            50
  45             V*           45
  40                       - 40
  35 30                       - 35
 

L     F

К 1 0 2 7 4 ш 5 Ра « 7 5 С Ма SI 0  
MMPI MMPI-J

—~ 54,9 »(,»
-•- 59,1 «7,2

5» M,» 52,7 S3 «7.» 57,S ««,« 7J,« «4,2 80,8 45.2 95,3 «1,2 83,8 58,8 вв.» 51,4 54,2 52 4»,7  
                             
  115 -                       115
  110 -                       110
  102 -                       «02
  100 -                       100
  95 -                       9J
  W -                       90
  «5 -                       85
  SO -                       во
  75 -         Л             75
  70 -         Л   К         70
  85 «0 -           у   *%       «5 во
  55               / •"       55
 

50
45

            \ ,1 г        

50
45

            V/       V  
  40 -                       40
  35 -                       35
  30                          
 

L     F

К Ha f 0 2 3 Pd 4 т 5 в Я 7 5 с 9 Ма SI 0  
MMPI MMPI - •* 2 •• " 52  «1,4 - 54,4 5«,S 52, J 47.2 «O.« 5в,3 «5,4 #1.3 «4,» 55.» 74,1 ез.» 42.1 70.1 ««.2 во.» 57.2 85.8 59.3 51,7 62,9 «O.f  

Рис. 43. Различия в профилях MMPI и MMPI-2

184


МИР


оцениваются такие свойства, как: тревож-
ность (1); подверженность страхам (2);
обсессивность (3); депрессивность (4); за-
бота о здоровье (5); причудливость, стран-
ность мышления (6); гневливость (7); ци-
ничность (8); склонность к антисоциаль-
ным поступкам (9); близость типу А лич-
ности (10); низкая самооценка (11); се-
мейные проблемы (12); социальный дис-
комфорт (13); помехи в работе (14); нега-
тивные индикаторы для лечения (15).

MMPI-2 содержит и три новые конт-
рольные шкалы (Fb, VRIN и TRIN). Пер-
вая шкала состоит из редко подтвержда-
емых утверждений. Вторая и третья —
шкалы несовместимости ответов, с помо-
щью которых оценивается степень выра-
женности у обследуемого тенденции отве-
чать в противоречивой манере. Новые
нормативные данные базируются на вы-
борке, состоящей из 1138 мужчин и 1462
женщин в возрасте от 18 до 84 лет.

В последнее время обсуждается воп-
рос об имеющихся различиях в подъеме
профиля по данным MMPI и MMPI-2.
В общем отмечается, что профиль по
клиническим шкалам MMPI-2 менее под-
нят, нежели в MMPI. В итоге снижается
«демаркационная линия» подъема клини-
ческих шкал (от Т больше 70 в MMPI но Т
больше 65 в MMPI-2). Различия в профи-
лях представлены на рис. 43.

Разработан вариант для обследования
лиц моложе 18 лет — MMPI- А.

Сведений об использовании MMPI-2 в
СНГ не имеется.

МИРА ТЕСТ (World Test) — проектив-
ная методика
исследования личности.
История М. т. восходит к исследованиям
Э. Эриксона (1938), а импульсом для его
создания послужило произведение Г. Уэл-
лса «Игры на полу» (см. Деревня). Пер-
вый вариант теста предложен М. Ловен-
фельд (1939). Наиболее значительный


вклад в развитие М. т. как проективной
методики внесли Г. Болгар и Л. Фишер,
опубликовавшие в 1947 г. статью под на-
званием «Проекция личности в тесте Ми-
ра». Ранее тест использовался в основном
в психоаналитически ориентированной
психотерапии. Тест предназначен для об-
следования как детей, так и взрослых.

Стимульный материал М. т. состоит
из 232 моделей предметов, распределен-
ных в разной пропорции по 15 категори-
ям (дома, деревья, дикие и домашние
животные, самолеты, люди в форме и в
обычной одежде и т. д.). Модели неболь-
шие по величине, изготовлены из дерева
или металла и имеют яркую окраску.
Обследуемый по своему усмотрению со-
здает из этих предметов то, что авторы
назвали «малый мир». Время не ограни-
чивается.

Основой для интерпретации является
учет: предметов, выбираемых первыми;
количества использованных предметов по
категориям; пространства, занятого кон-
струкцией; формы конструкции, а также
особенностей, проявляющихся в поведе-
нии обследуемого. Опираясь на исследо-
вания различных клинических групп,
авторы создали гипотетическую «нор-
мальную конструкцию» и определили от-
клонения от нее. Были выделены основ-
ные подходы к конструированию «мира»:
практический, логический, социальный,
витальный и эстетический. Оценивалась
их реалистичность. Сравнение интерпре-
таций с биографическими данными обсле-
дуемых свидетельствует о высокой ва-
лидности
М. т. В зарубежных исследо-
ваниях отмечается, что М. т. позволяет
успешно дифференцировать различные
клинические группы.

Ш. Бюлер и М. Мансоном (1956)
предложен вариант М. т., в котором не-
сколько картин наклеивают на листы
большого формата, с тем чтобы обследуе-


185


МИР


мый мог на них нарисовать необходимые
ему объекты.

В России имеется опыт использования
М. т. для изучения личности ребенка, а
также в целях психотерапии (Р. А. Хари-
тонов и Л. М. Хрипкова, 1976).

МИРА-И-ЛОПЕЦА МИОКИНЕТИ-
ЧЕСКИЙ ПСИХОДИАГНОЗ
(Mira-y-
Lopez Mioklnetic Psychodiagnosis) — про-
ективная методика
исследования лич-
ности. Опубликована Э. Мира-и-Лопецом
в 1940 г.

Материал теста состоит из семи «суб-
тестов», представляющих собой листы бу-
маги, на которых начерчены линии разной
конфигурации. Эти субтесты называются:
«линеограмма», «параллели», «цепи»,
«верхушка замка», «кружки», «зигзаги» и
«лестница» (рис. 44). Обследуемому пред-
лагают (инструкция незначительно изме-

 

А S
С - П _ ПХ 1_ П _ D

Рис. 44. Образцы субтестов Мира-и-Лопеца мио-
кинетического психодиагноза


няется от задания к заданию) несколько
раз обвести линии карандашом, а затем
продолжать работу вслепую (в условиях
блокирования зрительного анализатора
повязкой или экраном). Первоначально
рисунки-чертежи выполняются в горизон-
тальной и сагиттальной, а затем — в вер-
тикальной плоскости, правой и левой ру-
кой поочередно («зигзаг» выполняется
двумя руками одновременно). Регистри-
руется время, затраченное на каждый ри-
сунок.

Количественная оценка полученных
данных варьирует от задания к заданию.
Напр., по «линеограмме» рассчитываются
следующие показатели: 1) длина вычер-
ченных линий; 2) средняя длина линий,
вычерченных каждой рукой в разных
плоскостях и всех вместе; 3) вариабель-
ность длины линий; 4) значение общей ва-
риации для каждой руки; 5) абсолютное vt
относительное смещение линий (опреде-.
ляются центры всех линий, строится
перпендикуляр от первой линии и измеря-.
ется в миллиметрах степень сдвига, а так-»
же смещение от перпендикуляра для всех
последующих линий); 6) скорректирован-»
ные средние значения абсолютного и от--
носительного смещения (по сравнению с?
требованиями инструкции); 7) коэффици*
ент когерентности (вычисляется путем*
деления среднего относительного смеще-
ния на среднее абсолютное смещение).

По мнению автора методики, каждое
психическое проявление в силу единства
всех функций человека сопровождается
мышечным движением. Интерпретация
полученных данных основана на предпо-
ложении, что доминирующая половина
тела (правая у правшей, левая у левшей)
более развита, нестабильна, но и более
контролируема сознанием, нежели поло-
вина недоминирующая. В свою очередь,
моторные выражения функционально бо-
лее развитой половины тела обнаружива-


18*


Мич


ют установки и намерения, связанные с
актуальными характерологическими ре-
акциями личности, в то время как мотор-
ные выражения менее развитой полови-
ли — установки и склонности, связанные
с инстинктивными или темпераментными
реакциями (Э. Мира-и-Лопец, 1963).

Движение вверх — индикатор воз-
буждения, вниз — депрессии, торможе-
ния. Смещение наружу коррелирует с эк-
страверсией, гетероагрессией и либера-
лизмом, а смещение внутрь — показатель
интроверсии, аутоагрессии и эгоизма. По
данным автора, наиболее четкая диффе-
ренциация на психически больных и здо-
ровых людей достигается по параметру
«возбуждение—депрессия».

В зарубежных исследованиях отмеча-
ется перспективностьдальнейшей работы
над методикой, несмотря на известную
произвольность теоретических построе-
ний ее автора. Данные о валидности и
надежности М.-и-Л. м. п. нуждаются в
уточнении. В работах советских психоло-
гов результаты, полученные с помощью
М.-и-Л. м. п., были сопоставлены с объ-
ективными показателями интеллекта,
нейродинамики и личности (Н. А. Розе-
ГрищенкоиЛ. А. Головей, 1976 и др.). Это
позволило сделать вывод о том, что психо-
моторные показатели связаны не только с
непосредственными характеристиками
энергетических функций организма, но и
входят в основную структуру личности.

МИЧИГАНСКИЙ АЛКОГОЛИЗМА
СКРИНИНГ-ТЕСТ
(Michigan Alcoho-
lism Screening Test) — опросник-анке-
та.
Опубликован М. Селзером в 1971 г.
М. а. с.-т. предназначен для раннего выяв-
ления патологического пристрастия к ал-
коголю.

М. а. с.-т. состоит из 25 вопросов, ка-
сающихся наиболее характерных для
больных алкоголизмом проблем. Вопросы


задают обследуемому устно, при этом его
просят ограничиться утвердительным или
отрицательным ответом. Примеры вопро-
сов М. а. с.-т.:

— Бывало ли, что, проснувшись после
употребления спиртного, вы не могли
вспомнить все, что происходило?

— Можете ли вы легко прекратить упот-
ребление спиртного после того, как
выпили 1-2 рюмки?

— Бывали ли у Вас неприятности на ра-
боте в связи с употреблением Вами
спиртных напитков?

За рубежом М. а. с.-т. получил широ-
кое распространение в качестве инстру-
мента предварительной экспресс-диагно-
стики алкоголизма.

Сопоставление данных по М. а. с.-т. с
данными, полученными при помощи Мин-
несотского многоаспектного личност-
ного опросника,
позволило установить
наличие корреляции со следующими шка-
лами MMPI (в скобках — коэффициент
корреляции): 7 (-0,56), F (0,42), А" (0,25),
£(-0,41), О (-0,4), 9 (0,39), 4 (0,3),
6 (0,3), 8 (0,3). Отмечается слабая связь
теста с личностными особенностями об-
следуемых и в то же время перспектив-
ность его использования в клинике алко-
голизма.

В нашей стране используется адапти-
рованный вариант, состоящий из 23 воп-
росов. Стандартизация теста осуще-
ствлялась на выборке, состоящей из 100
госпитализированных больных алкоголиз-
мом, 52 здоровых и 71 больного, стремя-
щихся скрыть или преуменьшить выра-
женность симптомов хронического алко-
голизма (А. Е. Бобров и А. Н. Шурыгин,
1985). Полученные результаты свиде-
тельствуют о достаточно высокой валид-
ности
теста (90% больных давали 10 и
более значимых ответов, тогда как 88%
здоровых ответили значимо не более чем
на 3 вопроса). При диссимулятивном по-


187


Мот


ведении больных дискриминативные воз-
можности теста снижаются, однако и в
этом случае 90% обследованных дают 5 и
более диагностически значимых ответов.

МОДЕРАТОРЫ — 1) характеристики
контингента испытуемых, значимые для
прогностической эффективности методи-
ки (см. Валидность прогностическая).

В качестве М. могут оказаться демо-
графические показатели (пол, возраст,
уровень образования, социоэкономичес-
кий статус) или результаты другого теста.
В роли М. часто выступают интересы и
мотивации. Так, если поступающий на ра-
боту почти не заинтересован в ней, то вы-
полнение им своих обязанностей, вероят-
но, будет неудовлетворительным незави-
симо от результатов по тесту способнос-
тей. Таким образом, интерес к будущей
критериальной деятельности будет высту-
пать в качестве дополнительной перемен-
ной прогностического успеха применяе-
мой методики.

Нередко валидность теста для всей
выборки испытуемых слишком мала, что-
бы использовать его в прогностических
целях. Однако возможно, что определе-
ние валидности для составляющих выбор-
ку подгрупп, различающихся по некоторо-
му легко распознаваемому признаку, вы-
явит, что в одной из них она велика, а в
другой ничтожна. Следовательно, тест
можно эффективно использовать для при-
нятия решения относительно членов пер-
вой, но не второй группы.

2) М. — в ситуативной диагностике
человек, задающий условия протекания
ситуации. В оценочных тренингах в Ас-
сесмент-Центрах диагностика строится
на основе оценок профессионально подго-
товленных экспертов-психологов, кото-
рые наблюдают за поведением испытуе-
мых в ролевых и деловых играх, во время
активного обучения. Для уточнения сво-
их оценок наблюдатели могут поставить
перед модератором задачу создать более


эмоциональную ситуацию, поставить уча-
стников в условия дефицита времени. М.
может влиять на участников двумя основ-
ными способами: через условия и соб-
ственным поведением. В первом случае
М. подбирает задание, игру, во втором —
воздействует, исполняя роль (подобно ак-
теру): делает замечания, осуждает, поощ-
ряет, благодарит и т. п.

МОЗАИКИ ТЕСТ (Mosaic Test) — про-
ективная методика
исследования лич-
ности. Предложена М. Ловенфельд в
1929 г.

Обследуемому предлагают 465 дере-
вянных или пластиковых мелких предме-
тов разной формы (квадраты, ромбы, тре-
угольники) и различной окраски (черные,
белые, красные, синие, зеленые и жел-
тые). Из этих деталей необходимо соста-
вить произвольный узор-рисунок. Время
не ограничено.

Наиболее детально разработанная схе-
ма оценки результатов, полученных с по-
мощью М. т., принадлежит Б. Даймонду и
Г. Шмале (1944). Авторы исходят из поло-
жения о том, что неспособность обследу-
емого создать ясно распознаваемую, чет-
кую форму в М. т. коррелирует со значи-
тельными личностными отклонениями.
Выделены пять типов сложения мозаики.

1. «Мозаика нормальная» —лег-
ко распознаваемый гештальт (образ), со-
зданный сочетанием формы и цвета пред-
ложенных деталей.

2. «Мозаика с незначительно вы-
раженными дефектами»
— отдельные
элементы мозаики нечетки, узнаваемы с
трудом, имеются ошибки в использовании
цвета, характерен ряд взаимно не связан-
ных рисунков-узоров, нет завершенного
рисунка,

3. «Мозаика с умеренно выражен-
ными дефектами»
— обнаруживаются
лишь попытки создания формы, игнориру-
ется цвет, а если цвет учитывается, то
форма неудовлетворительна.


188


Мот


4. «Мозаика с выраженными де-
фектами»
— не распознается форма ри-
сунка-узора, имеются выраженные откло-
нения от «мозаики нормальной».

5. «Мозаика неклассифицируе-
мая»
— полная неспособность создать
рисунок-узор, хаотическое расположение
предметов.

В зарубежных исследованиях отмеча-
ется возможность дифференциации кли-
нических групп с помощью М. т., причем
тест наиболее чувствителен к лицам с
органическими поражениями головного
мозга, что позволяет рекомендовать его в
качестве одной из нейропсихологических
методик. Валидность М. т. как проектив-
ной методики личности не доказана.

Сведений об использовании в СНГ нет.

МОТИВА ДОСТИЖЕНИЯ РЕШЕТКА

(Leistungsmotivs Gitter) — проективная
методика
исследования личности. Разра-
ботана и опубликована Г. Д. Шмальтом в
1976 г. Предназначена для диагностики
интенсивности и экстенсивности мотива
достижения, близка тематической ап-
перцепции тесту
в его модификации по
X. Хекхаузену.

Стимульный материал М. д. р. состоит
из 18 картинок, объединенных в тройки,


относящиеся к шести различным сферам
жизнедеятельности (труду, музыке,
школьному обучению, самоутверждению,
оказанию помощи, спорту). На рис. 45 см.
в качестве примера картинки из сферы
спорта и школьного обучения (вариант
для обследования детей). Под каждой кар-
тинкой располагаются 18 стандартных
высказываний, напр.:

— Он хорошо себя чувствует;

— Он думает: «Раз это трудно, то попро-
бую еще»;

— Он считает, что справится с этим;

— Он думает: «Может быть опять неуда-
ча»;

— Он думает: «Я лучше сделаю что-ни-
будь потруднее».

Обследуемый должен отметить те выс-
казывания, которые соответствуют его
пониманию ситуации на картинке.

За исключением 4-х т. н. «избыточ-
ных» утверждений (напр., «Он хорошо
себя чувствует» или «Это ему не нравит-
ся») 14 репрезентируют ключевые катего-
рии для обработки содержания при выяв-
лении мотивов успеха и неудачи. Напр.:
«Он думает, что все сделал правильно» —
позитивное ожидание успеха.

Обработка результатов сводится к
объединению всех отмеченных утвержде-


 




 


Рис. 45. Две из 18 ситуаций, изображенных на хартинках Мотива достижения решетки, вариант

Для детей

189


Мот


ний по каждой из картинок с целью полу-
чения матрицы ответов (отсюда название
методики — «решетка»). Столбцы этой
матрицы представляют интенсивность
мотива (разнообразные высказывания, от-
носящиеся к одной и той же картинке), а
строки — его экстенсивность (одни и те
же высказывания по отношению к разным
картинкам). При помощи факторного
анализа
установлена принадлежность
каждого из утверждений к одной из моти-
вационных тенденций, обозначаемых как
НУ, БН1 и БН2. НУ — уверенность в ус-
пехе, предпочтение более трудных про-
блем и «Я»-концепция достаточного раз-
вития собственных способностей;
БН1 — активное избегание неудачи и
«Я»-концепция недостаточного развития
способности; БН2 — боязнь неудачи.

При изучении валидности М. д. р. вы-
явлена тесная связь с Хекхаузена моди-
фикацией ТАТ. Надежность ретестовая
при интервале между обследованиями от
2 до 8 недель — 0,67-0,85. Существуют
варианты М. д. р. для обследования детей
и взрослых.

Данных об использовании в СНГ нет.

МОТИВАЦИИ АНАЛИЗА ТЕСТ (Moti-
vation Analysis Test, MAT) тест
объективный
личности. Разработан
Р. Кэттеллом и Д. Чайлдом в 1975 г.

Опросник включает 208 пунктов, со-
стоит из четырех субтестов, содержащих
разные типы заданий:

1 субтест содержит 48 заданий с пред-
ложенными вариантами ответов. В этих
заданиях описывается некоторая ситуа-
ция, в которой следует решить, как лучше
потратить деньги, распорядиться време-
нем, использовать те или иные предметы;

2 субтест содержит 56 заданий, в ко-
торых необходимо произвести определен-
ную оценку с помощью 4-балльной шка-
лы, напр.: «Какой процент взрослых лю-
дей будут рады отдать деньги на...»;


 

3 субтест содержит 48 пар слов, к
каждой из которых предлагается ключе-
вое слово. Испытуемый должен решить,
какое из двух слов в паре наилучшим об-
разом подходит к ключевому;

4 субтест оценивает информирован-
ность субъекта в области повседневных
жизненных задач.

В методике измеряются две группы по-
казателей: «эрги» (основные тенденции
личности) и «чувства» (культурально-
сформированные тенденции). К числу пер-
вых относятся направленность на поиск
партнера, уверенность в себе, нарциссизм
(поиск комфорта), неуживчивость. К груп-
пе измеряемых «чувств» относятся уро-
вень супер-эго (совести), отношение к
себе, отношение к партнеру, карьере и ро-
дительскому дому. В факторах «эргов» и
«чувств» содержатся два компонента, «не-
интегрированный» и «интегрированный»,
по мнению разработчиков приблизитель-
но соответствующие бессознательному и
сознательному аспектам психической ак-
тивности. Последние два субтеста направ-
лены на измерение интегрированных ком-
понентов личностных тенденций. Основой
для их разработки стало положение
Р. Кэттелла и Д. Чайлда (1975), что люди
знают больше о тех предметах, с которыми
связаны их интересы, и, следовательно,
будут располагать о них большей инфор-
мацией, чем о других (4 субтест), и, веро-
ятнее всего, будут ассоциировать слова с
областью своих интересов (3 субтест).

Авторы теста полагают, что испытуе-
мые не имеют представления о тех психо-
логических показателях, которые иссле-
дуются тестом (на этом основании мето-
дика относится к объективным тестам).

Показатели надежности М. а. т. недо-
статочно удовлетворительны. Так, коэф-
фициент альфа
варьирует от 0,33 до 0,71.
Валидность являлась предметом иссле-
дований Р. Кэттелла и соавт. (1970), кото-
рые приводят данные о ее высоких показа-


190


Мыш


телях (на основании сопоставления с ре-
зультатами «Шестнадцати личностных
факторов» опросника).
Однако эти ре-
зультаты ставятся под сомнение (К. Бурд-
селл, 1975). В исследовании П. Клайна и
Дж. Гриндлей (1974) валидность подтвер-
ждается соответствием между результата-
ми этого теста и анализом дневниковых
материалов испытуемых.

Исследования К. Купер и П. Клайна
(1982) заставляют усомниться в валидно-
сти М. а. т. (в психометрическом аспек-
те). Факторный анализ М. а. т. и шкал
16 PF был осуществлен на выборке из 109
мужчин. Исследование выявило восемь
факторов, ни один из которых не соответ-
ствовал постулированной структуре тес-
та. В качестве дальнейшей проверки был
проведен анализ, в котором было про-
демонстрировано, что шкалы не являют-
ся однородными (задания не соответство-
вали шкалам, которым они приписыва-
лись). Руководство к тесту сопровождает-
ся нормами, рассчитанными для амери-
канской выборки (объем выборки незна-
чительный).

По мнению П. Клайна, тест представ-
ляет интерес, поскольку относится к весь-
ма немногочисленной группе объектив-
ных тестов и к тому же является
стандартизированным. Тем не менее тест
недостаточно доработан и' в настоящем
виде не может быть рекомендован к при-
менению в психодиагностических иссле-
дованиях.

Сведений об использовании в СНГ нет.

МЫШЛЕНИЯ ПРОСТРАНСТВЕН-
НОГО ТЕСТ
тест специальных спо-
собностей. Предложен И. С. Якиманской,
В. Г. Зархиным и X. М. Кадаяс в 1991 г.
Предназначен для диагностики уровня
развития пространственного мышления.


М. п. т. включает пять субтестов, зада-
ния которых требуют от испытуемых в
процессе создания образа работы с вели-
чиной объектов (1), их формой (2), а так-
же оперирования образами, приводящего
к мысленному видоизменению положения
объекта (3), его структуры (4), к одновре-
менному изменению пространственного
положения и структуры образа (5). Два
вида заданий направлены на выявление
процесса создания образа и три — на фик-
сацию типов оперирования образом. Внут-
ри субтестов задания различаются по ма-
териалу (черчение, геометрия, рисова-
ние). Тест имеет две формы (А и Б), каж-
дая из которых состоит из 5 видов зада-
ний. Каждый вид заданий представлен
двумя вариантами, различающимися уров-
нем сложности.

Надежность ретестовая (3,5 мес) —
0,841 прир < 0,01. Валидность определя-
лась: сравнением успешности выполне-
ния заданий со школьной оценкой по гео-
метрии (г = 0,683, р < 0,01); сопоставле-
нием результатов выполнения заданий
М. п. т. и субтеста № 8 Амтхауэра ин-
теллекта структуры теста (г
= 0,623,
р<0,01); путем сравнения результатов
тестирования с успешностью выполнения
стандартизированной контрольной рабо-
ты по геометрии (r = 0,697, p < 0,01).
Доказана эквивалентность форм А и Б
(г = 0,959, р < 0,01). Разработана схема
качественного анализа результатов тести-
рования.

Авторы считают, что с помощью теста
можно выявить не только индивидуаль-
ные различия в содержании и структуре
пространственного мышления, но и конст-
руировать обучающие коррекционные
программы с учетом всех структурных
компонентов этого вида мышления, их
взаимосвязи и компенсируемости.


н


НАДЕЖДЫ ИНДЕКС (Hope Index) —
опросник личностный, предназначен для
диагностики мотивационной сферы лич-
ности, ее отношения к будущему. Разра-
ботан С. Стаатс и М. Стассен в 1986 г.

Стимульный материал представляет
собой бланк с перечнем 16 наиболее рас-
пространенных желаний, которые были
выявлены в ходе предварительных опро-
сов. Испытуемый должен оценить в 6-бал-
льной Лайкерта шкале и указать в бал-
лах от 0 до 5: 1) насколько он хочет осу-
ществления каждого желания (от 0 —
♦совсем не хочу» до 5 — «хочу очень силь-
но»); 2) какова вероятность осуществле-
ния каждого желания (от 0 — «очень
низкая» до 5 — «очень высокая»). Испы-
туемый может добавить к списку 1-2 же-
лания.

Общий показатель надежды представ-
ляет собой сумму баллов «желания», ум-
ноженных на количество баллов «ожида-
ния» по каждому пункту. Шкала надежды
имеет субшкалы «надежды-для-себя»
(напр., иметь хорошее здоровье), «надеж-
ды-для-других» (напр., «иметь больше
друзей», «понимание в семье»), «надежды-
для-всех» (напр., «мир во всем мире»); по
другому основанию деления — субшкалы
♦желание» и «ожидание».


Надежда, диагностируемая по Н. и.,
определяется как результат взаимодей-
ствия желаемого и ожидаемого (С. Ста-
атс, М. Стассен, 1986). При этом с помо-
щью Н. и. диагностируются в первую
очередь когнитивные аспекты надежды
(см. Ожидаемого баланса шкала). Тео-
ретической основой методики является
концепция триады «я—другие—мир»
А. Бека (1967), описывающая взаимодей-
ствие человека с окружающим миром.

Надежность ретестовая Н. и. при
обследовании 112 испытуемых-студентов
с интервалом 9 недель составила
rt = 0,62-0,74; внутренняя согласован-
ность
(при обследовании 130 испытуе-
мых студентов) — 0,72-0,85. Н. и. обла-
дает достаточно высокой валидностью.

Сведений об использовании в СНГ не
имеется.

НАДЕЖНОСТИ КОЭФФИЦИЕН-
ТЫ
— статистические показатели на-
дежности
психологического теста.

При оценке надежности наиболее час-
то применяются различные виды корре-
ляционного анализа.
В качестве Н. к.
при характеристике надежности ретес-
товой
используются коэффициенты кор-
реляции результатов первичного и по-


192


НАД


вторного обследования, при оценке на-
дежности параллельных форм
— коэф-
фициент корреляции результатов, полу-
ченных с помощью разных форм теста
(см. Параллельные формы теста).

При оценке надежности частей те-
ста
находят применение специальные ко-
эффициенты, полученные на основе урав-
нений Кьюдера—Ричардсона, Спирме-
на—Брауна. Распространенным методом
анализа надежности является расчет ко-
эффициента «альфа».
При характерис-
тике надежности факторно-дисперси-
онной
используются специальные методы
дисперсионного анализа.

Н. к., определенные на основе разных
подходов, нередко существенно отлича-
ются по своим эмпирическим значениям.
Между разными моделями определения
надежности могут отмечаться противо-
речия (см. Надежность по внутренней
согласованности).
Имеется ряд слож-
ностей количественной характеристики
надежности, аналогично проблемам, воз-
никающим при анализе содержания ва-
лидности коэффициентов.

Несмотря на то что количественные
характеристики надежности в виде тради-
ционного Н. к. более распространены в
практике психодиагностики, нежели ко-
личественные коэффициенты при оценке
валидности, о надежности теста следует
(как и в случае валидности) судить на ос-
новании изучения разных аспектов. При
интерпретации Н. к. обязателен учет за-
кономерностей разных подходов к опреде-
лению надежности и психологический
анализ показателей проверяемого на на-
дежность теста.

НАДЕЖНОСТЬ — характеристика ме-
тодики, отражающая точность психодиаг-
ностических измерений, а также устой-
чивость результатов теста к действию
посторонних случайных факторов. Н. и
валидность являются важнейшими ха-


рактеристиками методики как инструмен-
та психодиагностического исследования.

Результат психологического исследо-
вания обычно подвержен влиянию боль-
шого количества неучитываемых факто-
ров (напр., эмоциональное состояние или
утомление, если они не входят в круг ис-
следуемых характеристик, освещенность,
температура и другие особенности поме-
щения, в котором проводится исследова-
ние, уровень мотивированности испы-
туемых на обследование и др.). Любое
изменение ситуации исследования усили-
вает влияние одних и ослабляет воздей-
ствие других факторов на результат теста.

Общий разброс (дисперсию) результа-
тов тестового обследования можно, таким
образом, представить как результат влия-
ния двух групп причин: изменчивости,
присущей самому измеряемому свойству,
и факторов нестабильности измеритель-
ной процедуры.

В самом широком смысле Н. теста —
это характеристика того, в какой степени
выявленные у испытуемых различия по
тестовым результатам являются отраже-
нием действительных различий в измеря-
емых свойствах и в какой мере они могут
быть приписаны случайным ошибкам.

В более узком, методическом, смысле
под Н. понимают степень согласованнос-
ти результатов теста, получаемых при
первичном и вторичном его применении,
у одних и тех же испытуемых в различные
моменты времени, с использованием раз-
ных (но сопоставимых по характеру) на-
боров тестовых заданий или при других
изменениях условий обследования.

Распределение оценок испытуемых
при выполнении теста, измеряющего одно
качество, в идеальном случае совпадает с
нормальным распределением, и диспер-
сия при этом будет «истинной» (т. е. от-
ражающей вариативность только измеря-
емого признака). Каждый испытуемый
занимает определенное место по оценкам


НАД


теста, и теоретически это место для каж-
дого члена выборки постоянно. В рассмат-
риваемом случае повторное выполнение
теста теми же лицами должно давать рас-
пределение мест на шкале оценок, иден-
тичное первому. Тогда методика точна и
максимально надежна. Реальные оценки и
ранговые места испытуемых при повтор-
ном обследовании изменяются, и их рас-
пределение в той или иной степени отли-
чается от исходного. При этом дисперсия
нового распределения выше исходного на
величину дисперсии ошибки измерения.
Сказанное можно выразить формулой,
описывающей Н. теста как отношение
«истинной» и реальной (эмпирической)
дисперсии:

или

1
а=1 ~

где а — надежность теста, Sf— «истин-
ная» дисперсия, S* — дисперсия ошибки;
S| — эмпирическая дисперсия оценок те-
ста. Как видно, Н. теста тесно связана с
ошибкой измерения, которая указывает
на вероятные пределы колебаний измеря-
емой величины под воздействием случай-

S?
ных посторонних факторов. Величина —|-

служит основным показателем точности и
устойчивости измерений и называется ко-
эффициентом Н. теста (г,):

Величина ошибки измерения обратно
пропорциональна показателям точности
измерения (чем шире доверительный ин-
тервал, внутри которого возможно появ-
ление истинного результата у данного ис-


пытуемого, тем меньше точность измере-
ния). Относительную долю дисперсии
ошибки (Э^легко установить, исходя из
уравнения

На практике в большинстве применя-
емых методик редко удается получить
значения коэффициентов Н., превыша-
ющие 0,7-0,8. При rt порядка 0,8 отно-
сительная доля стандартной ошибки
(см. Ошибка измерения) составляет
д/1-0,8 = 0,45, а эмпирическое значение
отклонения тестового балла от среднего
оказывается завышенным. Для коррекции
эмпирического значения в практических
исследованиях применяется формула:

xt = rtxl+x(l-rt),

где xt — истинное значение тестового
балла, xt — эмпирический балл испытуе-
мого, rt — коэффициент надежности,
х — среднее значение оценок по тесту.

Напр., у испытуемого при обследова-
нии по шкале Векслера (см. Векслера ин-
теллекта измерения шкалы)
оценка вер-
бального интеллектуального показателя
составила 107 баллов. Среднее значение
х для шкалы составляет 100, а надеж-
ность rt — 0,89. При этом истинное зна-
чение х, = 0,89 • 107 + 0,11 • 100 = 106,2.

Разновидностей характеристик Н. тес-
та так же много, как условий, влияющих
на его результаты. Наиболее широкое прак-
тическое применение находят несколько
типов характеристик Н.: надежность ре-
тестовая, надежность параллельных
форм, надежность частей теста.

Подчеркивается, что ни одна из суще-
ствующих процедур не является идеаль-
ной с т. з. Н. Свойства Н. могут суще-
ственно изменяться при незначительных,
на первый взгляд, изменениях условий
проведения обследования, изменении ха-


194


НАД


рактера задании, они значительно варьи-
руют в зависимости от степени сложнос-
ти или трудности конкретных заданий для
испытуемого. Стандартный набор сведе-
ний о психодиагностических методах
обычно включает характеристики Н., от-
носящиеся к комплексу приведенных вы-
ше типов и процедур определения.

На характеристики Н., определяемые
эмпирическим путем, существенно влия-
ет характер исследуемой выборки. Осо-
бое значение здесь имеет диапазон разли-
чий в оценках и соответственно в ранго-
вых местах отдельных испытуемых и их
групп в выборке определения Н. Так, если
оценки обследуемых концентрируются в
узком диапазоне значений и близки друг
другу, следует ожидать, что при повтор-
ном обследовании оценки также располо-
жатся в тесной гомогенной группе. Воз-
можные изменения ранговых мест будут
внешне незначительны, и в таком случае
коэффициент Н. будет завышен. Такое же
неоправданное завышение коэффициента
может возникнуть при анализе Н. на ма-
териале выборки, включающей контраст-
ные группы лиц, напр, имеющих самые
высокие и самые низкие оценки по тесту.
Тогда эти далеко отстоящие оценки заве-
домо не будут перекрываться под воздей-
ствием случайных причин.

В практике психодиагностики при раз-
работке руководств и методик обычно
указывается характер групп, на которых
проводилось определение Н. Коэффици-
енты Н. нередко рассчитываются для кон-
кретных контингентов испытуемых, раз-
личающихся по полу, возрасту, уровню
образования, профессиональной подго-
товке. Нередко производят расчет Н. раз-
дельно для групп испытуемых, получив-
ших по тесту высокий или низкий
результат (см. СтанфордБине ум-
ственного развития шкала).

Важнейшим средством повышения Н.
психодиагностических методик является


стандартизация процедуры обследова-
ния. При строгой регламентации процеду-
ры обследования (обстановка и условия
работы испытуемого, характер инструк-
ции,
временные ограничения, способы и
особенности контакта с испытуемым, по-
рядок предъявления элементов методики,
получения оценок первичных и т. д.) су-
щественно уменьшается дисперсия ошиб-
ки и повышается Н. теста.

Если исходить из широкого понимания
Н. как отражения в результате исследова-
ния удельного веса измеряемого парамет-
ра и совокупности посторонних факторов,
то можно усмотреть определенную связь
Н. с другой важнейшей комплексной ха-
рактеристикой психодиагностической ме-
тодики — валидностью.

Н. — устойчивость процедуры относи-
тельно объектов исследования. Валид-
ность — однозначность, устойчивость от-
носительно измеряемых свойств объекта
(т. е. предмета измерения). Устойчивость
теста относительно объектов (испытуе-
мых) является необходимым, но не доста-
точным условием его устойчивости отно-
сительно измеряемых свойств объектов.
Следовательно, Н. является необходи-
мым, но не достаточным условием валид-
ности. Это означает, что валидность тес-
та не может качественно и количествен-
но превышать Н. Данное соотношение
нельзя, однако, трактовать как указание
на прямую пропорциональную связь ха-
рактеристик валидности и Н. Повышение
Н. отнюдь не сопровождается обязатель-
ным повышением валидности. Напр., у те-
ста-опросника из одного вопроса внут-
ренняя согласованность
предельна, од-
нако валидность у него минимальна.

НАДЕЖНОСТЬ ПАРАЛЛЕЛЬНЫХ
ФОРМ
— характеристика надежности
психодиагностической методики с помо-
щью взаимозаменяемых форм теста (см.
Параллельная форма теста). При этом


195


НАД


одни и те же испытуемые в выборке опре-
деления надежности обследуются внача-
ле с использованием основного набора
заданий, а затем — с применением анало-
гичных дополнительных наборов. Коэф-
фициент надежности по типу Н. п. ф. мо-
жет быть определен и другим способом, а
именно: испытуемые делятся примерно на
равные группы, затем одной из них пред-
лагается форма А теста, а другой — фор-
ма Б. Через определенное время (обычно
не более недели) проводится повторное
тестирование, но в обратном порядке.

Такая процедура обследования лише-
на значительной части недостатков спосо-
ба определения надежности ретесто-
вой.
Так как в параллельной форме ис-
пользуется другой по содержанию мате-
риал, возможность тренировки и запоми-
нания отдельных решений уменьшается.
Важнейшим преимуществом данного ме-
тода является сокращение временного ин-
тервала перед повторным обследованием.
Основным показателем Н. п. ф. является
коэффициент корреляции между резуль-
татами первичного и повторного обследо-
ваний, который позволяет оценить как
временную стабильность теста (собствен-
но надежность), так и степень соответ-
ствия результатов обеих форм теста. Если
формы применяются непосредственно
одна за другой, то корреляция отражает
их взаимозаменяемость.

Отношение между параллельными
формами теста имеет сложный характер.
Оба набора заданий должны не только от-
вечать одним и тем же требованиям, изме-
ряя идентичные показатели и давая сход-
ные результаты, но вместе с тем быть от-
носительно независимыми друг от друга.
На практике эта задача осуществима да-
леко не для всех тестовых заданий (в осо-
бенности это касается личностных мето-
дик, опросников), что существенно огра-
ничивает сферу применения Н. п. ф. Дру-


гим недостатком характеристики надеж-
ности по типу Н. п. ф. является возмож-
ность усвоения испытуемым принципа ре-
шения, общего для основной и параллель-
ной форм. Таким образом, в случае оцен-
ки Н. п. ф. влияние тренировки и навыка,
приобретаемого при повторном обследо-
вании, если и снижается по сравнению с
характеристикой надежности ретестовой,
однако не устраняется полностью.

НАДЕЖНОСТЬ ПО ВНУТРЕННЕЙ
СОГЛАСОВАННОСТИ
— способ опре-
деления надежности, опирающийся на
оценку степени выраженности интеркор-
реляционных связей между заданиями,
составляющими тест.

В данном случае истинный показатель
по тесту понимается как результат, кото-
рый получил бы испытуемый, если бы ему
были предъявлены все возможные зада-
ния, относящиеся к черте или свойству,
являющемуся объектом тестирования.
Каждый конкретный тест является выбор-
кой из генеральной совокупности зада-
ний. Погрешность измерения отражает
степень, в которой реальная выборка за-
даний охватывает теста заданий сово-
купность генеральную.
Генеральная со-
вокупность заданий порождает бесконеч-
но большую корреляционную матрицу
парных связей между заданиями. Среднее
значение корреляции между заданиями
для этой матрицы (7ц ) указывает на сте-
пень общности, внутренней согласован-
ности
заданий. Так, если, например, в те-
сте было бы одно задание из множества
независящих друг от друга, то rVj = 0,00.
Предполагается, что все задания имеют
одинаковые значения взаимной корре-
ляции.

Исходя из основных положений оцен-
ки Н. п. в. с, можно сказать, что корреля-
ция некоторого задания с истинным пока-
зателем (г() равна квадратному корню от


НАД


его средней корреляции с другими задани-
ями (Дж. Наннелли, 1978):

Строго говоря, этот вывод справедлив тог-
да, когда количество заданий приближа-
ется к бесконечности.

С точки зрения разработчика теста,
соотношение ги и г.. имеет важное значе-
ние, поскольку при разработке значитель-
ного количества заданий и выборе из них
тех, для которых значение Jr^ будет наи-
большим, созданный тест будет надеж-
ным и свободным от погрешностей изме-
рения. Аналогичные рассуждения, касаю-
щиеся взаимосвязи заданий, могут быть
применены к надежности параллельных
форм
тестов. В данном случае каждый из
параллельных тестов рассматривается
как случайная выборка из генеральной со-
вокупности заданий. Средние значения и
дисперсии тестов отличаются от истинно-
го показателя только случайным образом.
Следовательно, в приведенном выше
уравнении значения для заданий могут
быть заменены показателями для тестов
(т. е. наборов заданий).

Так как корреляции между заданиями
или параллельными тестами на практике
не являются идентичными, должно быть
некоторое распределение их вокруг ис-
тинного значения. Если предположить,
что такое распределение является нор-
мальным (см. Нормальное распределе-
ние),
можно оценить точность коэффици-
ента надежности Гц путем вычисления
стандартной ошибки (см. Ошибка изме-
рения)
средней взаимной корреляции за-
даний или тестов в генеральной совокуп-
ности (Дж. Наннелли, 1978):

о» ,. =

'" yjO,5n(n-l)-l '

где ot.. — стандартная ошибка измерения,
сгг.. — стандартное отклонение корреля-


ций заданий внутри теста ил — количе-
ство заданий в тесте.

Из уравнения видно, что по мере воз-
растания аг.. возрастают различия между
корреляциями и по мере возрастания п
стандартная погрешность уменьшается,
то есть чем больше заданий, тем выше
точность оценки коэффициента надежно-
сти. Действительно, если предположить,
что сг.. для некоторого теста равна 0,15, а
количество заданий варьирует от 10 до 30,
то, подставив соответствующие значения
в уравнение, получим следующие по-
грешности: для теста из 10 заданий —
0,02; для теста из 20 заданий — 0,01; для
теста из 30 заданий — 0,007.

Вслед за Дж. Наннелли (1978),
П. Клайн (1986) распространяет сужде-
ние о возрастании точности коэффициен-
та надежности при увеличении состава
теста и на саму величину надежности.
В самом деле, поскольку истинные пока-
затели теста определяются через меру
представленности заданий генеральной
совокупности, должно выполняться пред-
положение о том, что чем больше тест,
тем выше корреляция с истинным показа-
телем. Предельным случаем будет гипоте-
тическая ситуация, когда тест состоит
из всех заданий генеральной совокупно-
сти за исключением одного. Для доказа-
тельства надежности теста, задания кото-
рого, как заранее известно, принадлежат
одной генеральной совокупности, можно
воспользоваться формулой Спирмена—
Брауна:

пп,

г-\% '

где rt — надежность теста, п — количе-
ство заданий, Гц — средняя взаимная кор-
реляция заданий. В формуле Спирмена—
Брауна показатель г/ (см. Надежность
частей теста)
заменен на /}.•, что выте-
кает из вывода модели коэффициента на-
дежности.


197


НАД


10-0,20

Предположим, имеются три набора за-
даний (л = 10, 20, 30), средняя корреля-
ция между которыми равна 0,20, тогда:

— для 10 заданий: =

- = 0,667;

= 0,800;

— для 20 заданий: =

20-0,20
1 + 09-0,20)

= 0,959.

— для 30 заданий: =

30-0,20
1 + C29-0.20J

Причем эти показатели получены для
заданий, взаимная корреляция которых
была низкой. Для более однородного тес-
та из 30 заданий при = 40 получаем:

30-0,40 _12

Таким образом, при наличии набора
однородных заданий тест будет заведомо
надежным. Даже если разделить совокуп-
ность заданий на две параллельные фор-
мы по 15 пунктов, они обе также будут
иметь удовлетворительную надежность.

Теоретические значения коэффициен-
та надежности при данном способе опре-
деления существенно превышают эмпи-
рические значения надежности ретесто-
вой и надежности параллельных форм.
Это происходит из-за ряда допущений.
Прежде всего следует указать на то, что
при определении Н. п. в. с. не учитывают-
ся другие источники погрешности измере-
ний, связанные с неконтролируемыми
факторами среды, состояния и мотивации
испытуемого (см. Надежность). В этой
связи между Н. п. в. с. и ретестовой на-
дежностью имеется противоречие. Ретес-
товая надежность может уменьшаться
при увеличении состава заданий (чем
больше заданий, тем выше вероятность
случайного или закономерного изменения
ответа при ретесте). Противоречие может
быть снято за счет признания некоррект-
ности допущения о равенстве интеркорре-


ляций между заданиями, зависимости по-
грешности лишь от представленности в
тесте генеральной совокупности заданий.
В противном случае необходимо было бы
согласиться с тем, что в двух тестах, свя-
занных общим фактором и имеющих оди-
наковое количество заданий, но совер-
шенно разных по характеру выполнения и
трудности, надежность будет одинаковой,
что невозможно.

Следует обратить внимание на невоз-
можность определения таким способом
надежности тестов скорости, так как
связь каждого из заданий исследуемой ге-
неральной совокупности не определена
из-за большого количества заданий, ин-
теркорреляции заданий могут терять
смысл (см., напр., Корректурная проба).

Важным аспектом оценки примени-
мости Н. п. в. с. является парадокс, возни-
кающий в этом случае при сочетании по-
казателей надежности и валидности
теста. Кажется, что высокая внутренняя
согласованность должна быть основной
целью разработчиков теста (Л. Кронбах,
1920). Такая точка зрения является до-
вольно распространенной. Однако Р. Кэт-
телл (1977) обоснованно утверждает, что
высокая внутренняя согласованность
(особенно при изучении сложных психо-
логических конструктов, личностных по-
казателей) в известном смысле противо-
стоит высокой валидности.

Возникающее противоречие можно
иллюстрировать следующим примером.
Тест вербальных способностей может
включать задания (и соответственно, суб-
тесты) на подбор антонимов, синонимов,
понимание слов, словарный запас. Пред-
положим, что каждый из субтестов имеет
высокие показатели Н. п. в. с. Однако
если бы мы воспользовались только одним
субтестом (например, подбором антони-
мов), то показатель Н. п. в. с. теста несом-
ненно возрос бы по сравнению с полным
набором субтестов, так как используется


198


НАД


только один тип высокосогласованных за-
даний. Высокая надежность субтеста ан-
тонимов будет отражать тот факт, что эта
выборка заданий в высокой степени кор-
релирует с гипотетической генеральной
совокупностью заданий на антонимы. Од-
нако этот истинный показатель отражает
це вербальные способности, а только спо-
собность подбирать антонимы (т. е. валид-
ность теста станет низкой по отношению
к измерению вербальных способностей).
Приведенные данные свидетельству-
ют о специфичности применения каждо-
го из имеющихся подходов к характерис-
тике надежности теста. Н. п. в. с. имеет,
очевидно, в основном теоретическое зна-
чение. Как « надежность частей теста в
предельном случае разбивания материа-
ла на отдельные задания, рассматривае-
мый способ имеет практическое значе-
ние для оценки точности коэффициента
надежности, а также при характеристи-
ке некоторых тестов, состоящих из спе-
циально подобранных факторизованных
заданий (см. Факторно-аналитический
принцип).

НАДЕЖНОСТЬ РЕТЕСТОВАЯ — ха-
рактеристика надежности психодиагно-
стической методики, получаемая путем
повторного обследования испытуемых с
помощью одного и того же теста. Надеж-
ность в этом случае вычисляется по соот-
ветствию результатов первого и второго
обследований или по сохранению ранго-
вых мест испытуемых в выборке при рете-
сте. Коэффициент надежности (г) соот-
ветствует коэффициенту корреляции
между результатами таких обследований.
При использовании интервальных шкал
(см. Шкалы измерительные) применяет-
ся коэффициент корреляции произведе-
ния моментов Пирсона (см. Корреляци-
онный анализ).
Для шкал порядка в ка-
честве меры устойчивости к перетестиро-
ванию может быть использован коэффи-


циент ранговой корреляции Спирмена или
Кэндалла (см. Корреляция ранговая).

При характеристике Н. р. особое зна-
чение имеет временной интервал между
первым и вторым обследованиями. С его
увеличением показатели корреляции име-
ют тенденцию к снижению, существенно
повышается вероятность воздействия по-
сторонних факторов — могут наступить
закономерные возрастные изменения из-
меряемых тестом свойств, произойти раз-
личные события, влияющие на состояние
и особенности развития исследуемых ка-
честв. По этой причине при определении
Н. р. стараются выбирать непродолжи-
тельные временные интервалы (до не-
скольких месяцев), а при обследовании
детей младшего возраста эти интервалы
должны быть еще меньше, поскольку воз-
растные изменения и развитие в этом слу-
чае происходят еще быстрее.

Несмотря на указанную тенденцию,
при получении характеристик теста про-
водятся повторные испытания и с дли-
тельным временным промежутком. Иног-
да они осуществляются в целях оценки
валидности прогностической, элемен-
тов валидности конструктной, связан-
ных с дифференциацией по возрастному
критерию и др. Определение же Н. р.
главным образом ограничивается анали-
зом краткосрочных случайных измене-
ний, характеризующих тест как измери-
тельную процедуру, а не его отношение к
исследуемой области поведения.

Наряду с очевидной простотой Н. р.
как метод определения надежности обла-
дает существенными недостатками. Так,
при повторном применении одних и тех
же заданий, особенно при относительно
непродолжительном временнбм интерва-
ле между обследованиями, у испытуемых
может сформироваться навык работы с
данной психодиагностической методикой,
что приводит к улучшению индивидуаль-
ных результатов, хотя и не одинаково вы-


199


НАД


раженному у разных лиц. Это неизбежно
ведет к заметной перестановке ранговых
мест отдельных испытуемых в данной вы-
борке и, соответственно, ухудшению ко-
эффициента надежности. Еще более за-
метное воздействие на результаты анали-
за надежности оказывает запоминание ис-
пытуемыми отдельных решений, воспро-
изведение в повторном обследовании пре-
дыдущей картины правильных и непра-
вильных решений. В этом случае резуль-
таты двух предъявлений теста не будут
независимыми и корреляция между ними
окажется завышенной.

Один из путей устранения влияния
тренировки на результаты оценки Н. р. —
формирование устойчивого навыка в ра-
боте с соответствующей методикой перед
проведением тест-ретеста. Однако коли-
чество повторений теста при этом неиз-
бежно возрастает, что приводит к увели-
чению числа запомнившихся решений.
Такой прием может быть рекомендован
для методик типа тестов скорости, со-
держащих большое количество элементов
тестового материала.

Для других методик, очевидно, един-
ственным приемлемым путем снижения
влияния тренировки остается увеличение
интервала ретеста, что, однако, как уже
говорилось выше, вступает в противоре-
чие с определением надежности как ха-
рактеристики теста.

Для большинства тестов общих спо-
собностей характерно улучшение показа-
телей Н. р. с возрастом испытуемых за
счет лучшего контроля условий их выпол-
нения. Другим фактором увеличения рас-
четных показателей Н. р. является отно-
сительное замедление с возрастом темпа
психического развития в области тех ха-
рактеристик, которые могут стать объек-
том измерения или влиять на результат
теста. Благодаря этому, спустя время, со-
ставляющее интервал ретеста, случайные
колебания результатов обследования ста-


новятся менее выраженными. Это искус-
ственно завышает показатели Н. р. Эта
закономерность требует отдельных изме-
рений Н. р. в разных возрастных контин-
гентах испытуемых, что особенно суще-
ственно для методик, предназначенных
для обследования в широком возрастном
диапазоне (см. Станфорд—Бине ум-
ственного развития шкала, Векслера
интеллекта измерения шкалы).

Указанные особенности и недостатки
метода определения надежности путем
ретеста делают его пригодным лишь для
ограниченного числа методик, допускаю-
щих многократное повторное обследова-
ние. К их числу относятся сенсомоторные
пробы, тесты скорости и ряд других мето-
дик, отличающихся большим количеством
пунктов (см. Миннесотский многоас-
пектный личностный опросник).

НАДЕЖНОСТЬ ФАКТОРНО-ДИС-
ПЕРСИОННАЯ
— способ определения
надежности, основанный на дисперси-
онном анализе
результатов теста. На-
дежность теста соответствует отношению
истинной дисперсии (т.е. дисперсии
самого исследуемого фактора) к реально
полученной эмпирической дисперсии. По-
следняя складывается из истинной дис-
персии и дисперсии погрешности изме-
рения (см. Ошибка измерения). Фак-
торно-аналитический подход к опреде-
лению надежности дополнительно рас-
членяет и дисперсию истинного показа-
теля (Дж. Гилфорд, 1956).

Дисперсия истинного показателя,, в
свою очередь, может состоять из диспер-
сии общего фактора для групп аналогич-
ных тестов (см. Фактор G), особых фак-
торов, обеспечивающих тесты специфи-
ческой направленности (см. Факторы
групповые)
и дисперсии факторов, прису-
щих конкретной тестовой методике. Сле-
довательно, полная дисперсия теста рав-
на сумме дисперсий для общих, специфи-


200


НАД


ческих и единичных факторов плюс дис-
персия погрешности:

О ?-

2                                       2   2

где Ст( — дисперсия теста, ста *■ ат — дис-
персия общих, групповых и единичных
факторов, стт — дисперсия погрешности.
Разделив уравнение на о2,, получим:

 _2

_
t _

что может быть записано в виде:

где ах — доля дисперсии, выраженная об-
щим фактором а, и т. д.

Таким образом, коэффициент надеж-
ности теста равен:

Факторно-дисперсионный способ оп-
ределения надежности подходит для оцен-
ки уже факторизованного теста (см. Фак-
торно-аналитический принцип),
но не
для тестов, измеряющих широкий набор
разнообразных параметров, так как неко-
торые из них могут не входить в установ-
ленную область валидности методики.

НАДЕЖНОСТЬ ЧАСТЕЙ ТЕСТА

характеристика надежности психодиаг-
ностической методики, получаемая путем
анализа устойчивости результатов от-
дельных совокупностей тестовых задач
или единичных пунктов (заданий) теста.
Наиболее простым и распространен-
ным способом определения Н. ч. т. явля-
ется метод расщепления, суть которого
заключается в выполнении испытуемым
заданий двух равноценных частей теста.
Обоснованием метода является вывод о
том, что при нормальном или близком к
нормальному распределении оценок по
полному тесту (см. Нормальное распре-
деление)
выполнение любого случайного


набора из частей теста даст аналогичное
распределение (при условии, что части
однородны по характеру заданий по отно-
шению к тесту в целом).

Для оценки надежности методом рас-
щепления выбирают две эквивалентные
по характеру и степени трудности группы
задач (см. Внутренняя согласован-
ность, Трудность заданий теста).
Раз-
деление объема заданий теста на сопоста-
вимые части достигается:

— распределением заданий на четные и
нечетные (в том случае, если задания
в тесте строго ранжированы по степе-
ни субъективной трудности);

— распределением пунктов по принципу
близости или равенства значений ин-
дексов трудности и дискриминативно-
сти (см. Дискриминативность зада-
ний теста).
Такой принцип разделения
пригоден для тестов достижений, в
которых обязателен ответ испытуе-
мых на все пункты;

— распределением задач по времени ре-
шения каждой из частей (для тестов
скорости).

Для испытуемых в выборке определе-
ния надежности (раздельно для каждой из
частей теста) вычисляются оценки успеш-
ности решений, среднеквадратические от-
клонения первого и второго рядов оценок
и коэффициенты корреляции сравнивае-
мых рядов. Естественно, эти коэффици-
енты будут характеризовать надежность
лишь половины теста.

Уравнение Спирмена—Брауна отра-
жает влияние изменения количества зада-
ний на коэффициент надежности теста:

nrJ

'<-1 + ( п-1)гГ

где rt — коэффициент надежности для
полного объема заданий, г1, — его значе-
ние после изменения числа заданий, л —
отношение нового числа заданий к перво-
начальному (если число заданий полного


201


НАД


теста — 100, а его части, полученной ме-
тодом расщепления на половины, — 50,
то л = 0,5). Отсюда для полного теста:

_ 2г/

Приведенные формулы справедливы
для случаев равных стандартных отклоне-
ний обеих половин теста х1 = сх2). Если
axi отличается от ах2, для определения ко-
эффициента надежности применяется
формула Фланагана:

г, =■

Этот же показатель для малых выборок
рассчитывается по формуле Кристофа:

2 в-3 ________

' л-1 п-\ а2г

 2 Xl +aX2+2axlax2rt'

При определении г, целого теста мож-
но воспользоваться формулой Рюлона:

где а| — дисперсия разностей между ре-
зультатами каждого испытуемого по двум
половинам теста, ах — дисперсия сум-
марных результатов. В данном случае ко-
эффициент надежности рассчитывается
как доля «истинной» дисперсии результа-
тов теста (см. Надежность, Ошибка из-
мерения).

При расщеплении тестов скорости
применяется особая процедура группи-
ровки заданий. Определяется минималь-
ное время (tmll) решения целого теста, за-
тем отсчитываются половина и четвертая
часть этого времени. Все испытуемые ра-
ботают половину минимального времени,
после чего ставят отметку против зада-
ния, выполняемого в момент подачи сиг-
нала, и продолжают работать еще чет-
верть минимального времени. Коэффици-
ент надежности в этом случае будет соот-


ветствовать степени корреляции между
числом задач, решенных до первого сигна-
ла (0,5fmln) и решенных за время между
первым и вторым сигналами (0,25imin).

Разделение заданий теста на равно-
ценные половины является лишь частным
случаем Н. ч. т. Вполне возможно рас-
щепление на три, четыре и более частей.
В предельном случае число частей равно
числу пунктов. При этом для определения
надежности применяют анализ внутрен-
ней согласованности.

При разделении всего набора заданий
теста на любое количество групп для пра-
вильного определения Н. ч. т., как уже
указывалось выше, должно соблюдаться
требование равноценности таких групп.
Поэтому при вычислении коэффициента
надежности методом анализа внутренней
согласованности отобранные задания те-
ста должны быть в высокой степени од-
нородны по содержанию и трудности (го-
могенны). При гетерогенных задачах
значения г, ниже истинных.

Наиболее распространенным методом
оценки надежности отдельных заданий
является вычисление коэффициента Кью-
дера—Ричардсона:

где с?2 — дисперсия первичных оценок те-
ста, р — индекс трудности, выраженный

в виде доли -тр£- (см. Трудность заданий

теста), q = 1 - р, грЬ — коэффициент
дискриминации (см. Дискриминатив-
ность заданий теста).

В целях упрощения вычисления мо-
жет быть применена формула Гуликсена:

1--

Zpq

//=■

k-\

где k — число заданий в тесте.


202


НАД


Ipq

1-

Это уравнение может быть упрощено
следующим образом:

т,=-

г , =■

При отсутствии коэффициента диск-
риминации применим вариант формулы
Кьюдера—Ричардсона:

k-l

Пример вычислений rt по методу Кью-
дера—Ричардсона приведен в табл. 17.

Предложенные выше формулы для оп-
ределения коэффициента надежности при-
годны для случаев, когда задания оцени-
ваются в дихотомической шкале (см. Шка-
лы измерительные)
по принципу «выпол-
нено—не выполнено». Для случаев с бо-
лее дифференцированной оценкой приме-
нима формула коэффициента альфа:

1

где Ест*. — сумма дисперсий результатов
отдельных заданий.

В практике психологической диагно-
стики
считается, что тест надежен, если
г, > 0,6.


Коэффициент надежности обладает
доверительным интервалом, определение
которого особенно важно в связи с боль-
шим количеством факторов, способных
влиять на его значение. Доверительный
интервал для rt определяется как
г )  крит^г

) -z-

где <Jrt — стандартная ошибка коэффици-
ента надежности оГ( = ---- «

преобразование Фишера —In—-

(оп-

ределяется по статистическим таблицам).
На практике применяется только нижняя
граница rt (2крит при у = 0,05 составляет
1,96, при а = 0,01 -2,58).

Характеристика надежности по типу
Н. ч. т. имеет серьезные преимущества по
сравнению с надежностью ретестовой
и надежностью параллельных форм,
главным образом благодаря отсутствию
необходимости в повторном обследова-
нии. Таким образом, снимается влияние
многих посторонних факторов, в частно-
сти тренировки, запоминания решений и
т. д. Это обстоятельство определяет ши-
рокое распространение методов характе-


Таблица 17

Определение коэффициента надежности методом Кьюдера — Ричардсона
(п = 50; а2х = 8,01; k = 16)

 

Номер задачи Число лиц, решивших задачу Р Я РЯ Вычисление
1 48 0,96 0,04

0,04                      ,     .

2 43 0,86 0,14

0Д2      r, = ±Ji-M =

3 33 0,66 0,34

0,22                     ^ °х '

4 39 0,78 0,22

0,17

5 28 0,56 0,44

0,25         -16[i 2'551-0J2

15 1 0,02 0,98

0,02

16 1 0,02 0,98

0,02

Ypq = 2,55                     —

203


НАР


ристики Н. ч. т. по сравнению с другими
типами надежности. К недостаткам мето-
да относится невозможность проверить
устойчивость результатов теста спустя
определенное время. Это требует комби-
нирования метода Н. ч. т. с другими типа-
ми характеристики надежности психоло-
гической методики.

«НАРИСУЙ ИСТОРИЮ» (Draw-a-Story,
DAS) проективная методика иссле-
дования личности. Предложена Р. Силве-
ром в 1987 г. Предназначена для раннего
обнаружения депрессии, в частности —
скрытой депрессии.

«Н. и.» основывается на обычных для
проективных методик положениях: а) дет-
ское восприятие одних и тех же рисунков
различно; б) на восприятие оказывает
влияние личный опыт; в) рисунки могут
отражать элементы личности, поддающи-
еся квантификации.

В методике комбинируются исследо-
вательские процедуры разных проектив-
ных техник. Первоначально обследуемый
должен выбрать из 14 картин две и по ним
придумать историю (на предлагаемых кар-
тинах в основном содержатся изображе-
ния людей и животных). Затем необходи-
мо сделать рисунок по мотивам ранее во-
ображенной истории. Наконец, предлага-
ется записать историю. Темы рисунка и
истории оцениваются по 7-балльной шка-
ле (от «выраженно негативная» до «выра-
женно позитивная»). Негативные темы
содержат указания на «грусть», «печаль»,
«смерть», «беспомощность», «будущее без
надежд на лучшее» и т. п. и рассматрива-
ются как знаки депрессии.

«Н. и.» предназначена для группового
обследования детей и подростков, начи-
ная с 5-летнего возраста. Сообщается о
высокой надежности методики. Так, на-
дежность ретестовая
(интервал ретес-
та — неделя) при обследовании детей с
эмоциональными расстройствами — 0,87.


Данные о валидности ограниченны, тем
не менее имеются сведения о том, что
темы депрессивных детей и подростков
оцениваются в основном как «выраженно
негативные», чего не наблюдается в дру-
гих группах. Имеются нормативные дан-
ные, полученные при обследовании 380
детей и подростков, однако они не могут
быть признаны репрезентативными.
Сведений об использовании в СНГ нет.

«НАРИСУЙ ЧЕЛОВЕКА» ТЕСТ (Draw-
A-Person Test, DAP) проективная ме-
тодика
исследования личности. Разрабо-
тана К. Маховер в 1948 г. на основе теста
Ф. Гудинаф, предназначенного для опре-
деления уровня интеллектуального разви-
тия детей и подростков с помощью выпол-
ненного ими рисунка мужчины (см. Гуди-
наф «Нарисуй человека» тест).

«Н. ч.» т. можно использовать для об-
следования как взрослых, так и детей, до-
пускается групповое обследование.

Обследуемому предлагают каранда-
шом на чистом листе бумаги нарисовать
человека. После выполнения рисунка ему
дают задание нарисовать человека проти-
воположного пола. Заключительный этап
обследования — опрос. К. Маховер со-
ставлены специальные перечни вопросов
о нарисованных фигурах. Эти вопросы ка-
саются возраста, образования, семейного
положения, привычек и т. д.

При интерпретации полученных дан-
ных автор исходит из идеи о том, что ри-
сунок является выражением «Я» обследу-
емого. Значительное внимание уделяется
анализу разнообразных деталей рисунка,
прежде всего особенностям изображения
основных частей тела, которые зачастую
оценивают в соответствии с психоанали-
тической символикой. Изучение валидно-
сти
«Н. ч.» т. западными психологами
привело к противоречивым результатам в
силу умозрительности предлагаемых ав-
тором интерпретаций. Имеются данные о


204


НАР


том, что общие субъективные оценки бо-
лее валидны и надежны, нежели оценки
по отдельным деталям рисунка.

В СССР «Н. ч.» т. первоначально при-
менялся в клинико-психологических ис-
следованиях. Анализировались преиму-
щественно формальные аспекты рисун-
ков, напр, размер фигуры, ее расположе-
ние на листе бумаги, степень законченно-
сти рисунка и т. п. (Ю. С. Савенко, 1970).
Полученные при обследовании пациента
результаты соотносились с клинической
картиной заболевания, обогащая и уточ-
няя представление о больном. Начиная с
90-х годов сфера использования теста су-
щественно расширяется, выполнено не-
мало исследований в возрастной и педаго-
гической психологии.

НАРУШЕНИЙ ПСИХИЧЕСКОЙ
АДАПТАЦИИ ОПРОСНИК
(НПА) —
опросник личностный, разработан
А. И. Скорик и Л. С. Свердловым в 1993 г.
Предназначен для предварительной диаг-
ностики адаптационных нарушений.

Методика носит скрининговый харак-
тер (см. Отсеивание). Исследование,
проводимое при помощи НПА, позволяет
получить общее представление о наличии
или отсутствии проявлений психической
дезадаптации, их основных особенностях.
Требования,предъявляемые к такого рода
ускоренной диагностике, обусловили не-
большой объем опросника и простоту об-
работки первичных данных.

Опросник НПА состоит из 37 утверж-
дений, касающихся личностных качеств и
психологических особенностей испытуе-
мого, состояния соматической сферы,
представлений о психическом здоровье,
восприятия некоторых обыденных жиз-
ненных проблем. Задания опросника тре-
буют только утвердительных или отрица-
тельных ответов(«да»—«нет», «верно»—
«неверно», «согласен»—«не согласен»).
Ответ «не знаю» не допускается. Опрос-


ник может применяться при индивидуаль-
ном и групповом обследовании. Оценки
первичные подсчитываются в соответ-
ствии с «ключом», раздельно по 6 шкалам
опросника. Особенностью первичной об-
работки является то, что подсчитывается
не просто число совпадений с ключом с
оценкой 1 балл за каждое совпадение, а
суммируются удельные веса каждого из
совпавших с ключевым значением отве-
тов (см. Внутренняя согласованность).
Весовая величина каждого пункта рассчи-
тывалась на основе определения фактор-
ной нагрузки (см. Факторный анализ)
данного ответа в измеряемом шкалой при-
знаке. Расчет сделан таким образом, что
веса пунктов выражаются целыми числа-
ми от 1 до 9. Сырые оценки переводятся в
стандартные Т-баллы (см. Оценки шкаль-
ные).
Результаты представляются графи-
чески на специальном бланке в виде оце-
нок профильных.

Шкалы опросника разработаны на ос-
нове результатов факторного анализа
первичного статистического материала,
полученного в соответствующих клини-
ческих группах испытуемых: 1. (В) Опи-
сывает переживание общего физического
и психического комфорта. В норме у адап-
тированных испытуемых оценка по дан-
ной шкале имеет тенденцию к повыше-
нию. 2. (Н) Шкала «ипохондрии» — отра-
жает степень фиксации на соматическом
неблагополучии. При нарушениях адапта-
ции оценка по данной шкале повышается.
3. (М) Шкала «гипоманиакальности» —
фиксирует ощущение комфорта с оттен-
ком эйфории, «форсированного благопо-
лучия», беспечности. При нарушении
адаптации оценка снижается. 4. (Р) Шка-
ла описывает депрессивное состояние.
Результат отрицательно коррелирует с
данными по шкале М. В норме наблюда-
ется низкая оценка. 5. (N) Шкала «невро-
тизации» — описывает состояние эффек-
тивно-вегетативного дисбаланса, возника-


205


НЕС


ющего при эмоциональном напряжении,
«нервозность». При нарушениях адапта-
ции оценка повышается. 6. (S) Шкала
фиксирует нарушения в сфере соци-
альных отношений. У дезадаптированных
оценка повышается.

При интерпретации данных НПА ос-
новное значение имеет анализ «профиля».
Наряду с этим авторы предлагают про-
стые формальные критерии диагностики
дезадаптации. Простейшим из них являет-
ся критерий, основанный на высоте про-
филя. Дезадаптация имеет место в том
случае, если оценки хотя бы двух шкал
превышают значения 70 Т или опускают-
ся ниже 30 Т либо одна из шкал превыша-
ет 80 Т или опускается ниже 20 Т. По дан-
ным авторов, вероятность необнаружения
реально существующей дезадаптации со-
ставляет лишь 5%. Однако вероятность
того, что достаточно адаптированные
лица будут причислены к дезадаптирован-
ным, составляет 22,5%. Это делает дан-
ный критерий малопригодным, в частно-
сти при проведении массовых эпидемио-
логических исследований. Более слож-
ным и точным (10% вероятности того, что
адаптированные будут причислены к деза-
даптированным) является критерий, учи-
тывающий дифференцированный резуль-
тат по «шкалам благополучия» (В, М) и
«шкалам неблагополучия» (Н, D, N, S).
Дезадаптация диагностируется в тех слу-
чаях, когда В + М составляют 79 Т или
когда сумма Н, D, N и S превышает 255 Т.
Сравнительные исследования на матери-
але контрастных групп показали высо-
кую корреляцию комплексного критерия
дезадаптации с верифицированным диаг-
нозом (г = 0,85, Р < 0,001).

Надежность ретестовая НПА (при
интервале ретеста 1 сутки) по различным
шкалам колеблется в интервале rt = 0,74-
0,90. Имеются сведения о валидности
текущей,
которая изучалась путем сопо-
ставления данных контрастных групп


(группы психически здоровых адекватно
адаптированных, психически здоровых с
нарушениями адаптации и больных с не-
врозоподобными состояниями). Сведения
о надежности и валидности опросника
НПА дают основание предполагать эф-
фективность методики в индивидуальном
и массовом скрининге состояний психи-
ческой дезадаптации.

НЕСУЩЕСТВУЮЩЕЕ ЖИВОТ-
НОЕ
проективная методика иссле-
дования личности; предложена М. 3. Дру-
каревич.

Испытуемому предлагают придумать и
нарисовать несуществующее животное, а
также дать ему ранее не существовавшее
имя. Из имеющейся литературы видно,
что процедура обследования не стандар-
тизована (используются разных размеров
листы бумаги для рисования, в одних слу-
чаях рисунок выполняется цветными ка-
рандашами, в других — одним цветом и
т. д.). Общепринятой системы оценки ри-
сунка не существует. Теоретические по-
сылки, положенные в основу создания ме-
тодики, совпадают с таковыми у прочих
проективных методик. Как "и многие дру-
гие рисуночные тесты, Н. ж. направлен на
диагностику личностных особенностей,
иногда ее творческих потенций.

Показана удовлетворительная валид-
ностъ конвергентная
методики путем
установления связи между результатами,
полученными с ее помощью, и данными
других личностных методик на материале
обследования пациентов психиатричес-
кой клиники и лиц, проходящих профот-
бор в штат МВД (П. В. Яньшин, 1988,
1990). Валидность также подтверждена
при дифференциации больных неврозами
и здоровых (Т. И. Краско, 1995). Н. ж. —
одна из наиболее популярных рисуночных
методик и широко используется психоло-
гами СНГ при обследовании детей и
взрослых, больных и здоровых чаще все-


206


HOP


го в качестве ориентирующей методики,
т. е. такой, данные которой позволяют
выдвинуть некоторые гипотезы об особен-
ностях личности.


Дата добавления: 2018-10-25; просмотров: 634; Мы поможем в написании вашей работы!

Поделиться с друзьями:






Мы поможем в написании ваших работ!