КОМРЕЯ ЛИЧНОСТНЫЕ ШКАЛЫ

(Comrey Personality Scales, CPS) — оп­росник личностный, относится к груп­пе опросников факторных. Предложен А. Комреем в 1970 г.

Общее количество вопросов—180, ответы даются по 7-балльной шкале. К. л. ш. включают 8 личностных шкал и две шкалы контрольные. К личностным относятся шкалы:

— Доверия—скрытности;

— Дисциплинированности—недостатка контроля;

— Социального конформизма—непокор­ности;

— Активности—недостатка энергии;

— Эмоциональной стабильности—не­вротизма;

— Женственности—мужественности;

— Эмпатии—эгоцентризма;

— Экстраверсии—интроверсии.

Для контроля используются: шкала, оценивающая логичность ответов, и шка­ла, определяющая выраженность установ­ки на социально одобряемые ответы. Име­ются нормы, рассчитанные на выборке 365 мужчин и 362 женщин, с учетом по­ловых различий. Возрастные границы — 16-60 лет.

Шкалы А. Комрея представляют инте­рес, поскольку при их создании автор исходил из предположения о том, что име­ющиеся к моменту разработки факторно-аналитические тесты (см. Объективные шкалы) недостаточно эффективны из-за представленности в них наборов разно­родных факторов.

При факторизации методики низкая надежность отдельных элементов небла­гоприятно влияет на данные факторного анализа. Для устранения этого А. Комрей разместил факторно и семантически сход­ные вопросы в группы — факторизо-ванные гомогенные области вопросов (factored homogeneous item dimensions, FHID). Такие группы выступают скорей как переменные, а не элементы, подвер­женные факторному анализу. В каждую гомогенную область попало по 4 вопроса; каждой личностной шкале соответство­вало 5 гомогенных областей вопросов.

Надежность частей теста личност­ных шкал составляет 0,90 (за исключени­ем шкалы мужественности, где этот по­казатель равен 0,87). Е. Хатварт (1978) считает К. л. ш. одним из наиболее удач­но факторизованных тестов. Использова­ние 7-балльной шкалы также повышает надежность методики.

При анализе факторной валидности К. л. ш. была обнаружена определенная близость между факторами А. Комрея и факторами второго порядка опросника 16 PF (см. «Шестнадцать личностных факторов» опросник). П. Ноллер с со-авт. (1987) проанализировал факторы, выделенные А. Комреем, Р. Кэттеллом и Г. Айзенком (см. Айзенка личностные опросники) в совокупности. Обнаружено 7 общих факторов и подтверждена валид-ностъ т. н. «Большой пятерки» факторов. По мнению П. Клайна, К. л. ш. достаточ­но надежны на уровне факторов второго порядка и хорошо оценивают базовые из­мерения личности — экстраверсию и тре­вожность.

Данных об использовании в СНГ не имеется.

КОНТАМИНАЦИЯ КРИТЕРИЯ -

комплекс явлений, связанных с влиянием информации о результатах психодиагно­стического обследования испытуемого на субъективное отношение к нему со сто­роны других лиц. Так, если педагогу ста­новится известно, что данный учащийся недостаточно успешно справился с тес­том достижений по отдельному предмету (что чаще всего свидетельствует о недо­статочном овладении лишь некоторыми разделами программы), это может соот­ветствующим образом сказаться на субъективной оценке дальнейшей учеб­ной деятельности ученика как в области измеряемых учебных достижений, так и в более широкой оценке успеваемости и по­ведения ученика.

Влияние К. к. будет тем более выра­женным, чем больший авторитет имеет данная методика среди пользователей ре­зультатами обследования, чем большей валидностью очевидной она обладает. Существенную роль в проявлении К. к. иг­рает совпадение ожиданий и мнений, сформировавшихся по тем или иным при-

чинам у других лиц в отношении общих способностей, успешности учебной или профессиональной деятельности тестиру­емого с результатом тестового обследо­вания. Явление К. к. может играть нега­тивную роль в любых сферах психологи­ческой диагностики. Его наличие подчер­кивает необходимость соблюдения норм этики в психодиагностических обследова­ниях.

В более частном виде явление К. к. рассматривается при определении валид-ности критериальной методик с по­мощью сравнения результатов теста и экспертных оценок изучаемой деятель­ности.

При этом знание результата испытуе­мого по тесту сказывается на оценке его успехов в реальной деятельности. Поэто­му обязательным требованием процедуры выявления валидности критериальной яв­ляется отсутствие у экспертов информа­ции о результатах обследования.

КОНТЕНТ-АНАЛИЗ — метод система­тизированной фиксации и квантификации единиц содержания в исследуемом мате­риале. Применяется начиная с 20-х гг. ны­нешнего столетия для обработки матери­алов средств массовой коммуникации, анализа некоторых социально-психологи­ческих явлений в больших социальных группах. В настоящее время метод широ­ко распространен в социальной психоло­гии и социологии.

В методическом аспекте К. а. находит применение в трех качествах: как основ­ной метод, направленный на получение наиболее важной информации об изучае­мом явлении; как параллельный метод, применяемый в комплексе с другими; как вспомогательный метод или процедура обработки данных, полученных при дру­гих исследованиях. В последнем качестве К. а. наиболее часто используется в пси­хологической диагностике.

В психологии метод, близкий к К. а., применялся К. Юнгом для анализа резуль­татов ассоциативного теста. Использова­ние К. а. в психологии и психодиагности­ке базируется на его направленности на анализ речевых сообщений испытуемого, сопровождающих практически любое об­следование, особенно при индивидуаль­ной процедуре. Особым достоинством К. а. является то, что он нередко позволя­ет выявить и объективизировать скрытую тенденцию в ответах и других видах ин­формации, характеризующих испытуемо­го, относительно точно регистрировать внешне неразличимые показатели в объемных массивах эмпирических дан­ных. Конкретные направления примене­ния К. а. включают: 1) анализ результа­тов проективных методик исследования личности; 2) изучение диагностических интервью, содержания бесед, другой рече­вой и письменной продукции испытуемо­го; 3) анализ содержания открытых вопросов при массовом анкетировании; 4) изучение психологических особеннос­тей личности по качественным характери­стикам, развернутым экспертным оцен­кам; 5) анализ объективной информации о личности; 6) анализ высказываний при_ диагностике особенностей групповой коммуникации.

В целях диагностики некоторых лич­ностных особенностей (тревожность, не-вротизация и др.) проводится своеобраз­ный К. а. грамматических и стилисти­ческих конструкций речи испытуемого (напр., количество «тематических» выс­казываний, глаголов, логических «гнезд» и т. д.), что часто находит применение в «завершение предложения» методи­ках.

Проведение К. а. в любом из направ­лений требует выполнения ряда требова­ний к организации его этапов и процедур. Наиболее важным является определение категорий анализа — ключевых элемен-

тое, регистрируемых в соответствии с за­дачами исследования или обследования. Такие категории (напр., количество рече­вых актов взаимодействий, побуждающих высказываний, частота отражения от­дельных тем: «болезнь», беспокойство по поводу «карьеры»; «семьи» и т.д.) долж­ны быть исчерпывающими, охватывать все части фиксируемого содержания. В случае включения К. а. как элемента про­цедуры обработки данных теста критерий должен быть четко формализован и «стан­дартизирован» в целях однозначности его характеристики лицами, проводящими ис­следование.

После выделения регистрируемых ка­тегорий определяются соответствующие им единицы анализа — лингвистические единицы речи или элементы содержания, экспрессивные элементы речевой продук­ции (слова, суждения, темы, интонации, описываемые или наблюдаемые ситуа­ции). Наконец, выделяются единицы квантификации (частота появления ана­лизируемых единиц в определенном объе­ме информации). Эти исходные данные со­ставляют инструкцию по обработке — ал­горитм кодирования.

Источниками информации для К. а. могут служить различные виды речевой продукции, материалы и'документы, пря­мо или косвенно характеризующие изуча­емые особенности личности. Наиболее су­щественными ограничениями при выборе источников информации является частота встречаемости необходимых данных и возможность их квантификации. При про­ведении К. а. первичная информация обычно оформляется в виде таблицы час­тот встречаемости регистрируемых эле­ментов в источнике данных (табл. 6).

Процедура статистической обработки результатов К. а. во многом близка изуче­нию ассоциации (см. Корреляции коэф­фициенты дихотомические) и ранжиро­ванию данных. Предложена специальная

Таблица 6 Кодировочная матрица контент-анализа

Источник информации (данные по отдельным испытуемым)

Категория			3...	... п	ь
А
В		15 '
С

процедура подсчета с помощью коэффи­циента Яниса (С). При помощи этого коэффициента может быть установлено соотношение положительных и отрица­тельных оценок относительно определен­ных категорий:

где / — число положительных оценок; п — число отрицательных оценок; г — объем единиц информации, отражающей изучаемую категорию; t — общий объем единиц анализируемого источника инфор­мации.

При К. а. содержания информации представляет интерес метод Ч. Осгуда, направленный на выявление случайных и неслучайных элементов содержания. Этот вид анализа очень прост и включает подсчет числа элементов каждого типа и числа совместных их наблюдений. На ос­новании этих исходных данных вычисля­ется математически ожидаемая вероят­ность совместного появления

Если обнаруженное число совместных появлений единиц (f_AB или f_ABC... О су­щественно больше, чем ожидаемое, то можно предположить, что возникшие со­четания не случайны. Установленная та-

ким образом гипотеза может быть прове­рена с помощью других статистических и эмпирических методов.

Статистические методы К. а. приме­нимы для относительно больших мас­сивов данных и имеют значение в основ­ном при проведении серии психодиагнос­тических исследований. В индивидуаль­ных обследованиях применяются бо.лее простые процедуры регистрации К. а,

КОНТРАСТНЫЕ ГРУППЫ — эмпири­ческие выборки испытуемых, различаю­щиеся по определенному набору критери­ев (см. Валидизации критерий). Как правило, в К. г. подбираются лица с мак­симальным и минимальным проявлением критериальных признаков.

Метод подбора К. г. является распро­страненным средством конструирования опросников эмпирических (см., напр., Миннесотский многоаспектный лич-костный опросник. Калифорнийский психологический опросник). К. г. часто используются как прием установления валидности психодиагностических мето­дик (см. Валидностъ критериальная), а также дискриминативности тестовых про­цедур.

Основная сложность комплектации К. г. состоит в выборе адекватного крите­рия. Нередко идеальный случай подбора полностью противоположных признаков в группах практически неосуществим. Так, при конструировании основных клиничес­ких шкал Миннесотского многоаспектно­го личностного опросника ответы на воп­росы сравнивались в группах, отобранных по клиническому признаку и в выборке здоровых лиц, в то время как идеальные К. г. состояли бы из испытуемых с «зер­кально» противоположными клинически­ми проявлениями. Методические затруд­нения при применении процедуры К. г. связаны и с тем, что практически невоз­можно формирование выборок испытуе-

мых, строго отличающихся друг от друга наличием или отсутствием только опреде­ленных, контролируемых в эксперименте групп факторов.

КОРРЕКТУРНАЯ ПРОБА (Durch-streich-Test, Test de barrage, Bourdoh-Test) — бланковый тест скорости. Ме­тодика исследует степень концентрации и устойчивость внимания. Предложена Б. Бурдоном в 1895 г.

Обследование проводится с помощью специальных бланков с рядами располо­женных в случайном порядке букв. Испы­туемый просматривает ряд и вычеркивает определенные указанные в инструкции буквы. Результаты пробы оценивают по количеству пропущенных (незачеркну-тых) букв или других знаков, а также по времени выполнения заданного количе­ства строк.

Важным показателем является харак­теристика качества и темпа выполнения (выражается числом проработанных строк и количеством допущенных ошибок за каждые 30- или 60-секундные интерва­лы работы). К. п. используется в качестве методики оценки темпа психомоторной деятельности, работоспособности и ус­тойчивости к монотонной деятельности, требующей постоянного сосредоточения внимания.

Наиболее известными модификация­ми К. п. являются кольца Ландольта (кор­ректурный бланк содержит случайный на­бор колец с разрывами, направленными в различные стороны (рис. 33). Такой вари­ант К. п. более удобен для обследования детей младшего возраста); проба Ивано­ва-Смоленского (набор различных вари­антов сочетаний букв). Направлен на оценку уровня переключаемости внима­ния, некоторых динамических особеннос­тей высшей нервной деятельности.

Результаты выполнения К. п. легко выразить количественно. Так, уровень

где S_o — количество ошибочно обрабо­танных строк; S — общее количество

строк в проработанной испытуемым час­ти таблицы. При оценке переключаемос­ти внимания испытуемый получает инст­рукцию вычеркивать разные наборы знаков в четных и нечетных строках кор­ректурной таблицы.

К. п. относится к числу наиболее изве­стных и давно применяемых в экспери­ментальной и прикладной психологии ме­тодов оценки внимания и психомоторных особенностей. Различные модификации К. п. до настоящего времени широко при­меняются в области клинической, про­фессиональной, школьной психодиагнос­тики благодаря простоте и надежности от­ражения особенностей внимания и функ­ционального состояний, работоспособно­сти испытуемого.

КОРРЕЛЯЦИИ КОЭФФИЦИЕНТЫ ДИХОТОМИЧЕСКИЕ — показатели связи признаков (переменных), изме­ряемых по дихотомической шкале наиме­нований (см. Шкалы измерительные). По этой шкале признаки выражаются аль­тернативными определениями (нормаль-

ное развитие психического свойства— задержка; соответствие—несоответствие ответа на вопрос «ключу»; принадлеж­ность—-непринадлежность испытуемого какой-либо диагностической группе и т.д.). Наиболее распространенный слу­чай в психологической диагностике — коррелирование альтернативных вопро­сов в личностном опроснике с общим его результатом (см. Дискриминативность заданий теста).

При корреляционном анализе дихо­томических переменных используются несколько коэффициентов. Так, при нали­чии альтернативных признаков в двух сравниваемых рядах коэффициент произ­ведения моментов Пирсона {г_ху) (см. Кор­реляционный анализ) упрощается, при­нимая следующий вид:

Коэффициент ф удобен при расчете надежности ретестовой, а также анали­за устойчивости ответов на пункты (зада­ния) и степени их трудности, что особен-

но ценно при конструировании тестов. Применяя коэффициент ф и определив со­ответствие данных в сравниваемых сери­ях (тест—ретест), можно одновременно

Таблица 7

Вычисление коэффициента ассоциации

Пирсона при сравнении параллельных

форм опросника

оценить степень оптимальности задания по силе (трудности) (см. Трудность за­даний теста). Значение ф обратно про­порционально отношению частоты пра­вильных и неправильных ответов! Погра­ничные варианты (задачи, решаемые все­ми, и задачи чрезмерно сложные, решае­мые относительно небольшим числом об­следованных) обычно исключаются из те­ста как неинформативные и неустойчи­вые. Пороговой величиной неустойчи­вости пунк та те ста является превышение значения ^1-<р = 0,71 (ф< 0,05).

При анализе опросников личностных с дихотомической формой ответов («да»— «нет*, «верно*—«неверно» и т. д.) состав­ляемая в ходе расчета коэффициента ф четырехклеточная матрица позволяет установить несимметричное распределе­ние утвердительных и отрицательных от­ветов.

При анализе четырехклеточных ассо­циаций используется также коэффициент Юла:

Этот коэффициент, в отличие от ф, вы­ражает одностороннюю связь, т. е. влия­ние одного признака "на другой (в при­мере из табл. 7 — влияние тестового ре­зультата на вывод об уровне развития). Значение Q варьирует от -1 до +1. При Q = 0 признаки независимы, Q - 1 свиде­тельствует о положительной зависимости (всем Х~1 соответствует К=1); При Q = -1 —связь отрицательная. В силу того что Q выражает одностороннюю связь, его значения обычно превышают значения ф (в примере ф = 0,36; Q = 0,67). В настоящем разделе рассмот­рены случаи определения корреляции двух дихотомических переменных, Когда одна из переменных дихотомическая, а другая выражена в шкале интервалов или

отношений (см. Шкалы измеритель­ные), используются коэффициенты кор­реляции бисериальные (см. Корреляция бисериальная).

КОРРЕЛЯЦИОННЫЙ АНАЛИЗ —

комплекс методов статистического иссле­дования взаимозависимости между пере­менными, связанными корреляционными отношениями. Корреляционными (лат. correlatio — соотношение, связь, зависи­мость) считаются такие отношения меж­ду переменными, при которых выступает преимущественно нелинейная их зависи­мость, т. е. значению любой произвольно взятой переменной одного ряда может со­ответствовать некоторое количество зна­чений переменной другого ряда, откло­няющихся в ту или иную сторону от среднего.

К. а. выступает в качестве одного из вспомогательных методов решения теоре­тических задач психодиагностики и вклю­чает в себя комплекс наиболее широко применяемых статистических процедур при разработке тестовых и других психо­диагностических методик, определения их надежности, валидности. К. а. явля­ется одним из основных методов статис­тической обработки эмпирического мате­риала в прикладных психодиагностичес­ких исследованиях.

Существующие процедуры К. а. поз­воляют определить степень значимости связи, установить меру и направление влияния одного из признаков (X) на ре­зультирующий признак (У) при фиксиро­ванном значении отдельных переменных (корреляция частная), выявить степень и направленность связи результирующего признака (Y) с совокупностью перемен­ных jcj, х₂, -.-, x_k (корреляция множе­ственная). К. а. подлежат как количе­ственные, так и качественные признаки (к первым относятся переменные, измеряе­мые в интервальной шкале и шкале отно-

шений, ко вторым — не имеющие единиц измерения, оцениваемые шкалами наиме­нований и порядковыми шкалами) (см. Шкалы измерительные). Может быть ■также установлена корреляция и для при­знаков, один из которых является каче­ственным, а другие количественными (корреляция бисериальная, корреляция качественных признаков).

Одним из основных принципов опреде­ления количественных критериев корре­ляционной связи — коэффициентов кор­реляции — является сравнение величин отклонений от среднего значения по каж­дой группе в сопряженных парах сравни­ваемых рядов переменных. Другими сло­вами, определяется частота соответствия между шкалами X и У. Предположим, один и тот же испытуемый получил высо­кие оценки по тесту вербальных способ­ностей (Х_{) и показателям успеваемости

по литературе (У^). Тогда произведения отклонений x,Jc и у{у принимают высо­кие положительные значения. Если же большому х₁ у другого испытуемого будет соответствовать малое у^, то это произве­дение будет отрицательным. Абсолютная величина произведения отклонений зави­сит от степени отклонения переменных от среднего значения в сравниваемых парах. Если А" и У не имеют систематической связи (большие х сочетаются с малыми у и наоборот), различные произведения будут принимать положительные или отрицательные значения. Сумма произ­ведений во в£ех сравниваемых парах

будет приближаться к нулю. Сумма про­изведений в сравниваемых рядах перемен-

ных будет иметь большую величину по модулю и положительный знак, если X и Y связаны между собой выраженной прямой зависимостью, и большую величи­ну и отрицательный знак при связи X и Y сильной обратной зависимости.

С целью достижения независимости меры корреляционной связи от числа сравниваемых пар и величин стандартных отклонений в двух группах произведение отклонений делится на число сравни­ваемых пар и стандартные отклонения в сопоставимых рядах. Такая мера носит на­звание коэффициента корреляции — про­изведения моментов Пирсона:

где Х[ и y_i — сравниваемые количествен­ные признаки, п — число сравниваемых наблюдений, а_х и а_у — стандартные от­клонения в сопоставимых рядах. Расчет­ная формула г_ху имеет следующий вид:

При вычислении коэффициента Пир­сона, особенно при большом количестве наблюдений, целесообразно упрощение за счет различных приемов, сокращаю­щих объем вычислений. В качестве при­мера приводим расчет результатов двух тестов в группе из 10 обследованных (табл. 9).

Определение статистической зависи­мости коэффициента г_ху проводится с по­мощью критерия Стьюдента (t):

где п' — число степеней свободы {п' = п -- 2). По таблице распределения Стью­дента для п'-8 находим £ = 2,896 при а ■ 0,02 и * = 2,306 при а = 0,05. Отсюда статистическая значимость установлен­ного значения корреляции признаков на уровне а > 0,02.

При возведении коэффициента корре­ляции Пирсона в квадрат получаем коэф­фициент детерминации г²_ху, выражаю­щий степень вариации переменных. В на­шем примере г²_ху - 0,48, что свидетель­ствует о том, что 48% измерений призна­ков объясняются их совместным распре­делением (взаимовлиянием),