МОТИВА ДОСТИЖЕ!1ИЯ РЕШЕТКА

(LeistungsmotivsGitter) — проективная методика исследования личности. Разра­ботана и опубликована Г. Д. Шмальтом в 1976 г. Предназначена для диагностики интенсивности и экстенсивности мотива достижения, близка тематической ап­перцепции 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 кар­тинкой располагаются 18 стандартных высказываний, напр.:

— Он хорошо себя чувствует;

— Он думает: «Раз это трудно, то попро­бую еще»;

— Он считает, что справится с этим;

— Он думает: «Может быть опять неуда­ча»;

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

Обследуемый должен отметить те выс­казывания, которые соответствуют его пониманию ситуации на картинке.

За исключением 4-х т. н. «избыточ­ных» утверждений (напр., «Он хорошо себя чувствует* или «Это ему не нравит­ся») 14 репрезентируют ключевые катего­рии для обработки содержания при выяв­лении мотивов успеха и неудачи. Напр.: «Он думает, что все сделал правильно» — позитивное ожидание успеха.

Обработка результатов сводится к об>единению всех отмеченных утвержде-

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

для детей

ний по каждой из картинок с целью полу­чения матрицы ответов (отсюда название методики — «решетка»). Столбцы этой матрицы представляют интенсивность мотива (разнообразные высказывания, от­носящиеся 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 ус­пехе, предпочтение более трудных про­блем и «Я»-концепция достаточного раз­вития собственных способностей; БН1—активное избегание неудачи и «Я»-концепция недостаточного развития способности; БН2 — боязнь неудачи.

При изучении валидности М. д. р. вы­явлена тесная связь с Хекхаузена моди­фикацией 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 (Moti­vation Analysis Test, MAT) — тест-объективный личности. Разработан Р. Кэттеллом и Д. Чайлдом в 1975 г.

Опросник включает 208 пунктов, со­стоит из четырех субтестов, содержащих разные типы заданий:

1 субтест содержит 48 заданий с пред­ложенными вариантами ответов. В этих заданиях описывается некоторая ситуа­ция, в которой следует решить, как лучше потратить деньги, распорядиться време­нем, использовать те или иные предметы;

2 субтест содержит 56 заданий, в ко­торых необходимо произвести определен­ную оценку с помощью 4-балльной шка­лы, напр.: «Какой процент взрослых лю­дей будут рады отдать деньги на...»;

3 субтест содержит 48 пар слов, к каждой из которых предлагается ключе­вое слово. Испытуемый должен решить, какое из двух слов в паре наилучшим об­разом подходит к ключевому;

4 субтест оценивает информирован­ность субъекта в области повседневных жизненных задач.

В методике измеряются две группы по­казателей: «эрги» (основные тенденции личности) и «чувства» (культурально-сформированные тенденции). Кчислу пер­вых относятся направленность на поиск партнера, уверенность в себе, нарциссизм (поиск комфорта), неуживчивость. Кгруп-пе измеряемых «чувств» относятся уро­вень супер-эго (совести), отношение к себе, отношение к партнеру, карьере и ро­дительскому дому. В факторах «эргов» и «чувств» содержатся два компонента, «не-интегрированный» и «интегрированный», по мнению разработчиков приблизитель­но соответствующие бессознательному и сознательному аспектам психической ак­тивности. Последние два субтеста направ­лены на измерение интегрированных ком­понентов 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 инфор­мацией, чем о других (4 субтест), и, веро­ятнее всего, будут ассоциировать слова с областью своих интересов (3 субтест).

Авторы теста полагают, что испытуе­мые не имеют представления о тех психо­логических показателях, которые иссле­дуются тестом (на этом основании мето­дика относится к объективным тестам).

Показатели надежности М. а. т. недо­статочно удовлетворительны. Так, коэф­фициент альфа варьирует от 0,33 до 0,71. Валидность являлась предметом иссле­дований Р. Кэттелла и соавт. (1970), кото­рые приводят данные о ее высоких показа-

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

Исследования К. Купер и П. Клайна (1982) заставляют усомниться в валидно­сти М. а. т. (в психометрическом аспек­те). 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 соответ­ствовал постулированной структуре тес­та. В качестве дальнейшей проверки был проведен анализ, в котором было про­демонстрировано, что шкалы не являют­ся однородными (задания не соответство­вали шкалам, которым они приписыва­лись). Руководство к тесту сопровождает­ся нормами, рассчитанными для амери­канской выборки (объем выборки незна­чительный).

По мнению П. Клайна, тест представ­ляет интерес, поскольку относится к весь­ма немногочисленной группе объектив­ных тестов и к тому же является стандартизированным. Тем не менее тест недостаточно доработан и в настоящем виде не может быть рекомендован к при­менению в психодиагностических иссле­дованиях.

Сведений об использовании в СНГ нет.

МЫШЛЕНИЯ ПРОСТРАНСТВЕН­НОГО ТЕСТ — тест специальных спо­собностей. 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, зада­ния которых требуют от испытуемых в процессе создания образа работы с вели­чиной объектов (1), их формой (2), а так­же оперирования образами, приводящего к мысленному видоизменению положения объекта (3), его структуры (4), к одновре­менному изменению пространственного положения и структуры образа (5). Два вида заданий направлены на выявление процесса создания образа и три — на фик­сацию типов оперирования образом. Внут­ри субтестов задания различаются по ма­териалу (черчение, геометрия, рисова­ние). Тест имеет две формы (А и Б), каж­дая из которых состоит из 5 видов зада­ний. Каждый вид заданий представлен двумя вариантами, различающимися уров­нем сложности.

Надежность ретестовая (3,5 мес) — 0,841 прир < 0,01. Валидность определя­лась: сравнением успешности выполне­ния заданий со школьной оценкой по гео­метрии (г = 0,683, р < 0,01); сопоставле­нием результатов выполнения заданий М. п. т. и субтеста № 8 Амтхауэра ин­теллекта структуры теста (г = 0,623, р < 0,01); путем сравнения результатов тестирования с успешностью выполнения стандартизированной контрольной рабо­ты по геометрии (г = 0,697, р < 0,01). Доказана эквивалентность форм А и Б (г = 0,959, р < 0,01). Разработана схема качественного анализа результатов тести­рования.

Авторы считают, что с помощью теста можно выявить не только индивидуаль­ные различия в содержании и структуре пространственного мышления, но и конст­руировать 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 лич­ности, ее отношения к будущему. Разра­ботан С. Стаатс и М. Стассен в 1986 г.

Стимульный материал представляет собой бланк с перечнем 16 наиболее рас­пространенных желаний, которые были выявлены в ходе предварительных опро­сов. Испытуемый должен оценить в 6-бал­льной Лайкерта шкале и указать в бал­лах от 0 до 5: 1) насколько он хочет осу­ществления каждого желания (от 0 — «совсем не хочу» до 5 — «хочу очень силь­но*»); 2) какова вероятность осуществле­ния каждого желания (от 0—«очень низкая» до 5 — «очень высокая*). Испы­туемый может добавить к списку 1 -2 же­лания.

Общий показатель надежды представ­ляет собой сумму баллов «желания», ум­ноженных на количество баллов «ожида­ния» по каждому пункту. Шкала надежды имеет субшкалы «надежды-для-себя» (напр., иметьхорошее здоровье), «надеж­ды -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 взаимодей­ствия желаемого и ожидаемого (С. Ста­атс, М. Стассен, 1986). При этом с помо­щью Н. и. диагностируются в первую очередь когнитивные аспекты надежды (см. Ожидаемого баланса шкала). Тео­ретической основой методики является концепция триады «я—другие—мир» А. Бека (1967), описывающая взаимодей­ствие человека с окружающим миром.

Надежность ретестовая Н. и. при обследовании 112 испытуемых-студентов с интервалом 9 недель составила r_t = 0,62-0,74; внутренняя согласован­ность (при обследовании 130 испытуе­мых студентов) — 0,72-0,85. Н. и. обла­дает достаточно высокой валидностью.

Сведений об использовании в СНГ не имеется.

НАДЕЖНОСТИ КОЭФФИЦИЕН­ТЫ — статистические показатели на­дежности психологического теста.

При оценке надёжности наиболее час­то применяются различные виды корре­ляционного анализа. В качестве Н. к. при характеристике надежности ретес-товой используются коэффициенты кор­реляции результатов первичного и по-

вторного обследования, при оценке на­дежности параллельных форм. — коэф­фициент корреляции результатов, полу­ченных с помощью разных форм теста (см. Параллельные формы теста).

При оценке надежности частей те­ста находят применение специальные ко­эффициенты, полученные на основе урав-нений Кьюдера—Ричардсона, Спирме-на—Брауна. Распространенным методом анализа надежности является расчет ко­эффициента «альфа». При характерис­тике надежности факторно-дисперси­онной используются специальные методы дисперсионного анализа.

Н. к., определенные на основе разных подходов, нередко существенно отлича­ются по своим эмпирическим значениям. Между разными моделями определения надежности могут отмечаться противо­речия (см. Надежность по внутренней согласованности). Имеется ряд слож­ностей количественной характеристики надежности, аналогично проблемам, воз­никающим при анализе содержания ва-лидности коэффициентов.

Несмотря на то что количественные характеристики надежности в виде тради­ционного Н. к. более распространены в практике психодиагностики, нежели ко­личественные коэффициенты при оценке валидности, о надежности теста следует (как и в случае валидности) судить на ос­новании изучения разных аспектов. При интерпретации Н. к. обязателен учет за­кономерностей разных подходов к опреде­лению надежности н психологический анализ показателей проверяемого на на­дежность теста.

НАДЕЖНОСТЬ — характеристика ме­тодики, отражающая точность психодиаг­ностических измерений, а также устой­чивость результатов теста к действию посторонних случайных факторов. Н. и валидность являются важнейшими ха-

рактеристиками методики как инструмен­та психодиагностического исследования.

Результат психологического исследо­вания обычно подвержен влиянию боль­шого количества неучитываемых факто­ров (напр., эмоциональное состояние или утомление, если они не входят в круг ис­следуемых характеристик, освещенность, температура и другие особенности поме­щения, в котором проводится исследова­ние, уровень мотивированности испы­туемых на обследование и др.). Любое изменение ситуации исследования усили­вает влияние одних и ослабляет воздей­ствие других факторов на результат теста.

Общий разброс (дисперсию) результа­тов тестового обследования можно, таким образом, представить как результат влия­ния двух групп причин: изменчивости, присущей самому измеряемому свойству, и факторов нестабильности измеритель­ной процедуры.

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

В более узком, методическом, смысле под Н. понимают степень согласованнос­ти результатов теста, получаемых при первичном и вторичном его применении, у одних и тех же испытуемых в различные моменты времени, с использованием раз­ных (но сопоставимых по характеру) на­боров 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 диспер­сия при этом будет «истинной» (т. е. от­ражающей вариативность только измеря­емого признака). Каждый испытуемый занимает определенное место по оценкам

теста, и теоретически это место для каж­дого члена выборки постоянно. В рассмат­риваемом случае повторное выполнение теста теми же лицами должно давать рас­пределение мест на шкале оценок, иден­тичное первому. Тогда методика точна и максимально надежна. Реальные оценки и ранговые места испытуемых при повтор­ном обследовании изменяются, и их рас­пределение в той или иной степени отли­чается 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:

5? а = |г.

или

Величина ошибки измерения обратно пропорциональна показателям точности измерения (чем шире доверительный ин­тервал, внутри которого возможно появ­ление истинного результата у данного ис-

На практике в большинстве применя­емых методик редко удается получить значения коэффициентов Н., превыша­ющие 0,7-0,8. При r_t порядка 0,8 отно­сительная доля стандартной ошибки (см. О шибка измерения) составляет ^1 - 0,8 = 0,45, а эмпирическое значение отклонения тестового балла от среднего оказывается завышенным. Для коррекции эмпирического значения в практических исследованиях применяется формула:

x_t = r_lx_i+x(\~r_t),

где x_t — истинное значение тестового балла, x_i — эмпирический балл испытуе­мого, г₍ — коэффициент ■ надежности, х — среднее значение оценок по тесту.

Напр., у испытуемого при обследова­нии по шкале Векслера (см. Векслера ин­теллекта измерения шкалы) оценка вер­бального интеллектуального показателя составила 107 баллов. Среднее значение" х для шкалы составляет 100, а надеж­ность г_{ — 0,89. При этом истинное зна­чение х, = 0,89 ■ 107 + 0,11 ■ 100 - 106,2.

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

Подчеркивается, Что ни одна из суще­ствующих процедур не является идеаль­ной с т. з. Н. Свойства Н. могут суще­ственно изменяться при незначительных, на первый взгляд, изменениях условий проведения обследования, изменении ха-

рактера заданий, они значительно варьи* руют в зависимости от степени сложнос­ти или трудности конкретных заданий для испытуемого. Стандартный набор сведе­ний о психодиагностических методах обычно включает характеристики Н., от­носящиеся к комплексу приведенных вы­ше типов и процедур определения.

На характеристики Н., определяемые эмпирическим путем, существенно влия­ет характер исследуемой выборки. Осо­бое значение здесь имеет диапазон разли­чий в оценках и соответственно в ранго­вых 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 повтор­ном обследовании оценки также располо­жатся в тесной гомогенной группе. Воз­можные 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 ма­териале выборки, включающей контраст­ные группы лиц, напр, имеющих самые высокие н самые низкие оценки по тесту. Тогда эти далеко отстоящие оценки заве­домо не будут перекрываться под воздей­ствием случайных причин.

В практике психодиагностики при раз­работке руководств и методик обычно указывается характер групп, на которых проводилось определение Н. Коэффици­енты Н. нередко рассчитываются для кон­кретных контингентов испытуемых, раз­личающихся по полу, возрасту, уровню образования, профессиональной подго­товке. Нередко производят расчет Н. раз­дельно для групп испытуемых, получив­ших по тесту высокий или низкий результат (см. Станфорд—Бине ум­ственного развития шкала).

Важнейшим средством повышения Н. психодиагностических методик является

стандартизация процедуры обследова­ния. При строгой регламентации процеду­ры обследования (обстановка и условия работы испытуемого, характер инструк­ции, временные ограничения, способы и особенности контакта с испытуемым, по­рядок предъявления элементов методики, получения оценок первичных и т. д.) су­щественно уменьшается дисперсия ошиб­ки и повышается Н. теста.

Если исходить из широкого понимания Н. как отражения в результате исследова­ния удельного веса измеряемого парамет­ра и совокупности посторонних факторов, то можно усмотреть определенную связь Н. с другой важнейшей комплексной ха­рактеристикой психодиагностической ме­тодики — валидностью.

Н. — устойчивость процедуры относи­тельно объектов исследования. Валид-ность — однозначность, устойчивость от­носительно измеряемых свойств объекта (т. е. предмета измерения). Устойчивость теста относительно объектов (испытуе­мых) является необходимым, но не доста­точным условием его устойчивости отно­сительно измеряемых свойств объектов. Следовательно, Н. является необходи­мым, но не достаточным условием валид-ности. Это означает, что валидность тес­та не может качественно и количествен­но превышать Н. Данное соотношение нельзя, однако, трактовать как указание на прямую пропорциональную связь ха­рактеристик валидности и Н. Повышение Н. отнюдь не сопровождается обязатель­ным повышением валидности. Напр., у те­ста-опросника из одного вопроса внут­ренняя согласованность предельна, од­нако валидность у него минимальна.

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

одни и те же испытуемые в выборке опре­деления надежности обследуются внача­ле с использованием основного набора заданий, а затем — с применением анало­гичных дополнительных наборов. Коэф­фициент надежности по типу Н. п. ф. мо­жет быть определен и другим способом, а именно: испытуемые делятся примерно на равные группы, затем одной из них пред­лагается форма А теста, а другой — фор­ма Б. Через определенное время (обычно не более недели) проводится повторное тестирование, но в обратном порядке.

Такая процедура обследования лише­на значительной части недостатков спосо­ба определения надежности ретесто-вой. Так как в параллельной форме ис­пользуется другой по содержанию мате­риал, возможность тренировки и запоми­нания отдельных решений уменьшается. Важнейшим преимуществом данного ме­тода является сокращение временного ин­тервала перед повторным обследованием. Основным показателем Н. п. ф. является коэффициент корреляции между резуль­татами первичного и повторного обследо­ваний, который позволяет оценить как временную стабильность теста (собствен­но надежность), так и степень соответ­ствия 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 от­вечать одним и тем же требованиям, изме­ряя идентичные показатели и давая сход­ные результаты, но вместе с тем быть от­носительно независимыми друг от друга. На практике эта задача осуществима да­леко не для всех тестовых заданий (в осо­бенности это касается личностных мето­дик, опросников), что существенно огра­ничивает сферу применения Н. п. ф. Дру-

гим недостатком характеристики надеж­ности по типу Н. п. ф. является возмож­ность усвоения испытуемым принципа ре­шения, общего для основной и параллель­ной форм. Таким образом, в случае оцен­ки Н. п. ф. влияние тренировки и навыка, приобретаемого при повторном обследо­вании, если и снижается по сравнению с характеристикой надежности ретестовой, однако не устраняется полностью.

НАДЕЖНОСТЬ ПО ВНУТРЕННЕЙ СОГЛАСОВАННОСТИ — способ опре­деления надежности, опирающийся на оценку степени выраженности интеркор­реляционных связей между заданиями, составляющими тест.

В данном случае истинный показатель по тесту понимается как результат, кото­рый получил бы испытуемый, если бы ему были предъявлены все возможные зада­ния, относящиеся к черте или свойству, являющемуся объектом тестирования. Каждый конкретный тест является выбор­кой из генеральной совокупности зада­ний. Погрешность измерения отражает степень, в которой реальная выборка за­даний охватывает теста заданий сово­купность генеральную. Генеральная со­вокупность заданий порождает бесконеч­но большую корреляционную матрицу парных связей между заданиями. Среднее значение корреляции между заданиями для этой матрицы (Тц) указывает на сте­пень общности, внутренней согласован­ности, заданий. Так, если, например, в те­сте было бы одно задание из множества независящих друг от друга, то ?ц ~ 0,00. Предполагается, что все задания имеют одинаковые значения взаимной корре­ляции.

Исходя из основных положений оцен­ки Н. п. в. с, можно сказать, что корреля­ция некоторого задания с истинным пока­зателем (г.₍) равна квадратному корню от

его средней корреляции с другими задани­ями (Дж. Наннелли, 1978):

строго говоря, этот вывод справедлив тог­да, когда количество заданий приближа­ется к бесконечности.

С точки зрения разработчика теста, соотношение r._t и г.. имеет важное значе­ние, поскольку при разработке значитель­ного количества заданий и выборе из них тех, для которых значение лГц будет наи­большим, созданный тест будет надеж­ным и свободным от погрешностей изме­рения. Аналогичные рассуждения, касаю­щиеся взаимосвязи заданий, могут быть применены к надежности параллельных форм тестов. В данном случае каждый из параллельных тестов рассматривается как случайная выборка из генеральной со­вокупности заданий. Средние значения и дисперсии тестов отличаются от истинно­го 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 ис­тинного значения. Если предположить, что такое распределение является нор­мальным (см. Нормальное распределе­ние), можно оценить точность коэффици­ента надежности Тц путем вычисления стандартной ошибки (см. Ошибка изме­рения) средней взаимной корреляции за­даний или тестов в генеральной совокуп­ности (Дж. Наннелли, 1978):

ций задании внутри теста ил — количе­ство заданий в тесте.

Из уравнения видно, что по мере воз­растания ст_г. возрастают различия между корреляциями и по мере возрастания п стандартная погрешность уменьшается, то есть чем больше заданий, тем выше точность оценки коэффициента надежно­сти. Действительно, если предположить, что сг_г для некоторого теста равна 0,15, а количество заданий варьирует от 10 до 30, то, подставив соответствующие значения в уравнение, получим следующие по­грешности: 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 сужде­ние о возрастании точности коэффициен­та надежности при увеличении состава теста и на саму величину надежности. В самом деле, поскольку истинные пока­затели теста определяются через меру представленности заданий генеральной совокупности, должно выполняться пред­положение о том, что чем больше тест, тем выше корреляция с истинным показа­телем. Предельным случаем будет гипоте­тическая ситуация, когда тест состоит из всех заданий генеральной совокупно­сти за исключением одного. Для доказа­тельства надежности теста, задания кото­рого, как заранее известно, принадлежат одной генеральной совокупности, можно воспользоваться формулой Спирмена— Брауна:

где r_t — надежность теста, п —- количе­ство заданий, Ц, — средняя взаимная кор­реляция заданий. В формуле Спирмена Брауна показатель г,' (см. Надежность частей теста) заменен на Тц, что выте­кает из вывода модели коэффициента на­дежности.

Предположим, имеются три набора за­даний (п = 10, 20, 30), средняя корреля­ция между которыми равна 0,20, тогда:

10-0.20 _nRfi7 О667

Причем эти показатели получены для заданий, взаимная корреляция которых была низкой. Для более однородного тес­та из 30 заданий при 7ц = 40 получаем:

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

Теоретические значения коэффициен­та надежности при данном способе опре­деления существенно превышают эмпи­рические 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 учитывают­ся другие источники погрешности измере­ний, связанные с неконтролируемыми факторами среды, состояния и мотивации испытуемого (см. Надежность). В этой связи между Н. п. в. с. и ретестовой на­дежностью 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 некоррект­ности допущения о равенстве интеркорре-

ляций между заданиями, зависимости по­грешности лишь от представленности в тесте генеральной совокупности заданий. В противном случае необходимо было бы согласиться с тем, что в двух тестах, свя­занных общим фактором и имеющих оди­наковое количество заданий, но совер­шенно разных по характеру выполнения и трудности, надежность будет одинаковой, что невозможно.

Следует обратить внимание на невоз­можность определения таким способом надежности тестов скорости, так как связь каждого из заданий исследуемой ге­неральной совокупности не определена из-за большого количества заданий, ин­теркорреляции заданий могут терять смысл (см., напр., Корректурная проба).

Важным аспектом оценки примени­мости Н. п. в. с. является парадокс, возни­кающий в этом случае при сочетании по­казателей надежности и валидности теста. Кажется, что высокая внутренняя согласованность должна быть основной целью разработчиков теста (Л. Кронбах, 1920). Такая точка зрения является до­вольно распространенной. Однако Р. Кэт-телл (1977) обоснованно утверждает, что высокая внутренняя согласованность (особенно при изучении сложных психо­логических конструктов, личностных по­казателей) в известном смысле противо­стоит высокой валидности.

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

только один тип высокосогласованных за­даний. Высокая надежность субтеста ан­тонимов будет отражать тот факт, что эта выборка заданий в высокой степени кор­релирует с гипотетической генеральной совокупностью заданий на антонимы. Од­нако этот истинный показатель отражает не вербальные способности, а только спо­собность подбирать антонимы (т. е. валид-ность теста станет низкой по отношению к измерению вербальных способностей). Приведенные данные свидетельству­ют о специфичности применения каждо­го из имеющихся подходов к характерис­тике надежности теста. Н. п. в. с. имеет, очевидно, в основном теоретическое зна­чение. Как и надежность частей теста в предельном случае разбивания материа­ла на отдельные задания, рассматривае­мый способ имеет практическое значе­ние для оценки точности коэффициента надежности, а также при характеристи­ке некоторых тестов, состоящих из спе­циально подобранных факторизованных заданий (см. Факторно-аналитический принцип).

НАДЕЖНОСТЬ РЕТЕСТОВАЯ — ха­рактеристика надежности психодиагно­стической методики, получаемая путем повторного обследования испытуемых с помощью одного и того же теста. Надеж­ность в этом случае вычисляется по соот­ветствию результатов первого и второго обследований или по сохранению ранго­вых мест испытуемых в выборке при рете­сте. Коэффициент надежности (г) соот­ветствует коэффициенту корреляции между результатами таких обследований. При использовании интервальных шкал (см. Шкалы измерительные) применяет­ся коэффициент корреляции произведе­ния моментов Пирсона (см. Корреляци­онный анализ). Для шкал порядка в ка­честве меры устойчивости к перетестиро­ванию может быть использован коэффи-

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

При характеристике Н. р. особое зна­чение имеет временнбй интервал между первым и вторым обследованиями. С его увеличением показатели корреляции име­ют тенденцию к снижению, существенно повышается вероятность воздействия по­сторонних факторов — могут наступить закономерные возрастные изменения из­меряемых тестом свойств, произойти раз­личные события, влияющие на состояние и особенности развития исследуемых ка­честв. По этой причине при определении Н. р. стараются выбирать непродолжи­тельные временные интервалы (до не­скольких месяцев), а при обследовании детей младшего возраста эти интервалы должны быть еще меньше, поскольку воз­растные изменения и развитие в этом слу­чае происходят еще быстрее.

Несмотря на указанную тенденцию, при получении характеристик теста про­водятся повторные испытания и с дли­тельным временным промежутком. Иног­да они осуществляются в целях оценки валидности прогностической, элемен­тов валидности конструктной, связан­ных с дифференциацией по возрастному критерию и др. Определение же Н. р. главным образом ограничивается анали­зом краткосрочных случайных измене­ний, характеризующих тест как измери­тельную процедуру, а не его отношение к исследуемой области поведения.

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

раженному у разных лиц. Это неизбежно ведет к заметной перестановке ранговых мест отдельных испытуемых в данной вы­борке и, соответственно, ухудшению ко­эффициента надежности. Еще более за­метное воздействие на результаты анали­за надежности оказывает запоминание ис­пытуемыми отдельных решений, воспро­изведение в повторном обследовании пре­дыдущей картины правильных и непра­вильных решений. В этом случае резуль­таты 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 ра­боте с соответствующей методикой перед проведением тест-ретеста. Однако коли­чество повторений теста при этом неиз­бежно возрастает, что приводит к увели­чению числа запомнившихся решений. Такой прием может быть рекомендован для методик типа тестов скорости, со­держащих большое количество элементов тестового материала.

Для других методик, очевидно, един­ственным приемлемым путем снижения влияния тренировки остается увеличение интервала ретеста, что, однако, как уже говорилось выше, вступает в противоре­чие с определением надежности как ха­рактеристики теста.

Для большинства тестов общих спо­собностей характерно улучшение показа­телей Н. р. с возрастом испытуемых за счет лучшего контроля условий их выпол­нения. Другим фактором увеличения рас­четных показателей Н. р. является отно­сительное замедление с возрастом темпа психического развития в области тех ха­рактеристик, которые могут стать объек­том измерения или влиять на результат теста. Благодаря этому, спустя время, со­ставляющее интервал ретеста, случайные колебания результатов обследования ста-

новятся менее выраженными. Это искус­ственно завышает показатели Н. р. Эта закономерность требует отдельных изме­рений Н. р. в разных возрастных контин-гентах испытуемых, что особенно суще­ственно для методик, предназначенных для обследования в широком возрастном диапазоне (см. Станфорд—Бине ум­ственного развития шкала, Векслера интеллекта измерения шкалы).

Указанные особенности и недостатки метода определения надежности путем ретеста делают его пригодным лишь для ограниченного числа методик, допускаю­щих многократное повторное обследова­ние. К их числу относятся сенсомоторные пробы, тесты скорости и ряд других мето­дик, отличающихся большим количеством пунктов (см. Миннесотский многоас­пектный личностный опросник).

НАДЕЖНОСТЬ ФАКТОРНО-ДИС­ПЕРСИОННАЯ — способ определения

надежности, основанный'на дисперси­онном анализе результатов теста. На­дежность теста соответствует отношению истинной дисперсии (т. е. дисперсии самого исследуемого фактора) к реально полученной эмпирической дисперсии. По-_ следняя складывается из истинной дис­персии и дисперсии погрешности изме­рения (см. Ошибка измерения). Фак­торно-аналитический подход к опреде­лению надежности дополнительно рас­членяет и дисперсию истинного показа­теля (Дж. Гилфорд, 1956).

Дисперсия истинного показателя, в свою очередь, может состоять из диспер­сии общего фактора для групп аналогич­ных тестов (см. Фактор G), особых фак­торов, обеспечивающих тесты специфи­ческой направленности (см. Факторы групповые) и дисперсии факторов, прису­щих конкретной тестовой методике. Сле­довательно, полная дисперсия теста рав­на сумме дисперсий для общих, специфи-

ческих и единичных факторов плюс дис­персия погрешности:

где а_х — доля дисперсии, выраженная об­щим фактором а, и т. д.

Таким образом, коэффициент надеж­ности теста равен:

Факторно-дисперсионный способ оп­ределения надежности подходит для оцен­ки уже факторизованного теста (см. Фак­торно-аналитический принцип), но не для тестов, измеряющих широкий набор разнообразных параметров, так как неко­торые из них могут не входить в установ­ленную область валидности методики.

НАДЕЖНОСТЬ ЧАСТЕЙ ТЕСТА —

характеристика надежности психодиаг­ностической методики, получаемая путем анализа устойчивости результатов от­дельных совокупностей тестовых задач или единичных пунктов (заданий) теста. Наиболее простым и распространен­ным способом определения Н. ч. т. явля­ется 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 распре­деление) выполнение любого случайного

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

Для оценки надежности методом рас­щепления выбирают две эквивалентные по характеру и степени трудности группы задач (см. Внутренняя согласован­ность, Трудность заданий теста). Раз­деление объема заданий теста на сопоста­вимые части достигается:

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

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

— распределением задач по времени ре­шения каждой из частей (для тестов скорости).

Для испытуемых в выборке определе­ния надежности (раздельно для каждой из частей теста) вычисляются оценки успеш­ности решений, среднеквадратические от­клонения первого и второго рядов оценок и коэффициенты корреляции сравнивае­мых рядов. Естественно, эти коэффици­енты будут характеризовать надежность лишь половины теста.

Уравнение Спирмена—Брауна отра­жает влияние изменения количества зада­ний на коэффициент надежности теста:

теста — 100, а его части, полученной ме­тодом расщепления на половины, — 50, то п = 0,5). Отсюда для полного теста;

Приведенные формулы справедливы для случаев равных стандартных отклоне­ний обеих половин теста (о_х1 = а_х2). Если а_х1 отличается от а_х2, для определения "ко­эффициента надежности применяется формула Фланагана:

При определении г, целого теста мож­но воспользоваться формулой Рюлона:

r_t = 1 j.

<*х

где о\ — дисперсия разностей между ре­зультатами каждого испытуемого по двум половинам теста, а_х — дисперсия сум­марных результатов. В данном случае ко­эффициент надежности рассчитывается как доля «истинной» дисперсии результа­тов теста (см. Надежность, Ошибка из­мерения).

При расщеплении тестов скорости применяется особая процедура группи­ровки заданий. Определяется минималь­ное время ((_т1п)'решения целого теста, за­тем отсчитываются половина и четвертая часть этого времени. Все испытуемые ра­ботают половину минимального времени, после чего ставят отметку против зада­ния, выполняемого в момент подачи сиг­нала, и продолжают работать еще чет­верть минимального времени. Коэффици­ент надежности в этом случае будет соот-

ветствовать степени корреляции между числом задач, решенных до первого сигна­ла (0,5f_min) и решенных за время между первым и вторым сигналами (0,25*_т|).

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

При разделении всего набора заданий теста на любое количество групп для пра­вильного 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 те­ста должны быть в высокой степени од­нородны по содержанию и трудности (го­могенны). При гетерогенных задачах значения г, ниже истинных:

Наиболее распространенным методом оценки надежности отдельных заданий является вычисление коэффициента Кью­дера—Ричардсона:

Это уравнение может быть упрошено следующим образом:

k

При отсутствии коэффициента диск­риминации применим вариант формулы Кьюде ра—Рич ардс он а:

Пример вычислений r_t no методу Кью­дера—Ричардсона приведен в табл. 17.

Предложенные выше формулы для оп­ределения коэффициента надежности при­годны для случаев, когда задания оцени­ваются в дихотомической шкале (см. Шка­лы измерительные) по принципу «выпол­нено—не выполнено». Для случаев с бо­лее дифференцированной оценкой приме­нима формула коэффициента альфа:

где £сг^. — сумма дисперсий результатов отдельных заданий.

В практике психологической диагно­стики считается, что тест надежен, если r_t > 0,6.

Коэффициент надежности обладает доверительным интервалом, определение которого особенно важно в связи с боль­шим количеством факторов, способных влиять на его значение. Доверительный интервал для г, определяется как

Таблица 17

Определение коэффициента надежности методом Кьюдера—Ричардсона (О = 50; а* = 8,01; k = 16)

Номер	Число лиц,	о	а	РЧ	Вычисление
задачи	решивших задачу		ч
		0,96	0,04	0,04	b (ТппЛ
		0,86	0,14	0,12
		0,66	0,34	0,22	R l 1, <** )
		0,78	0,22	0,17
		0,56	0,44	0,25	,i£ I-*»,0,72 151, 8,01 J
		0,02	0,98	0,02
		0,02	0,98	0,02
—	—	—	—	tpq = 2,55

ристики Н. ч. т. по сравнению с другими типами надежности. К недостаткам мето­да относится невозможность проверить устойчивость результатов теста спустя определенное время. Это требует комби­нирования метода Н. ч. т. с другими типа­ми характеристики надежности психоло­гической методики.

«НАРИСУЙ ИСТОРИЮ» (Draw -a-Stofy, DAS) — проективная методика иссле­дования 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) дет­ское 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 исследо­вательские процедуры разных проектив­ных техник. Первоначально обследуемый должен выбрать из 14 картин две и по ним придумать историю (на предлагаемых кар­тинах в основном содержатся изображе­ния людей и животных). Затем необходи­мо сделать рисунок по мотивам ранее во­ображенной истории. Наконец, предлага­ется записать историю. Темы рисунка и истории оцениваются по 7-балльной шка­ле (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 рассматрива­ются как знаки депрессии.

«Н. и.» предназначена для группового обследования детей и подростков, начи­ная с 5-летнего возраста. Сообщается о высокой надежности методики. Так, на­дежность 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 дру­гих группах. Имеются нормативные дан­ные, 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 ме­тодика исследования личности. Разрабо­тана К. Маховер в1948 г. на основе теста Ф. Гудинаф, предназначенного для опре­деления уровня интеллектуального разви­тия детей и подростков с помощью выпол­ненного ими рисунка мужчины (см. Гуди­наф «Нарисуй человека* тест).

«Н. ч.» т. можно использовать для об­следования как взрослых, так и детей, до­пускается групповое обследование.

Обследуемому предлагают каранда­шом на чистом листе бумаги нарисовать человека. После выполнения рисунка ему дают задание нарисовать человека проти­воположного пола. Заключительный этап обследования — опрос. К. Маховер со­ставлены специальные перечни вопросов о нарисованных фигурах. Эти вопросы ка­саются возраста, образования, семейного положения, привычек и т. д.

При интерпретации полученных дан­ных автор исходит из идеи о том, что ри­сунок является выражением «Я» обследу­емого. Значительное внимание уделяется анализу разнообразных деталей рисунка, прежде всего особенностям изображения основных частей тела, которые зачастую оценивают в соответствии с психоанали­тической символикой. Изучение валидно­сти «Н. ч.» т. западными психологами привело к противоречивым результатам в силу умозрительности предлагаемых ав­тором интерпретаций. Имеются данные о

том, что общие субъективные оценки бо­лее валидны и надежны, нежели оценки по отдельным деталям рисунка.

В СССР «Н. ч.» т. первоначально при­менялся в клинико-психологических ис­следованиях. Анализировались преиму­щественно формальные аспекты рисун­ков, напр, размер фигуры, ее расположе­ние на листе бумаги, степень законченно­сти рисунка и т. п. (Ю. С. Савенко, 1970). Полученные при обследовании пациента результаты соотносились с клинической картиной заболевания, обогащая и уточ­няя представление о больном. Начиная с 90-х годов сфера использования теста су­щественно расширяется, выполнено не­мало исследований в возрастной и педаго­гической психологии.

НАРУШЕНИЙ ПСИХИЧЕСКОЙ АДАПТАЦИИ ОПРОСНИК (НПА) —

опросник личностный, разработан А. И. Скорик и Л. С. Свердловым в 1993 г. Предназначен для предварительной диаг­ностики адаптационных нарушений.

Методика носит скрининговый харак­тер (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 не­большой объем опросника и простоту об­работки первичных данных.

Опросник НПА состоит из 37 утверж­дений, касающихся личностных качеств и психологических особенностей испытуе­мого, состояния соматической сферы, представлений о психическом здоровье, восприятия некоторых обыденных жиз­ненных проблем. Задания опросника тре­буют только утвердительных или отрица­тельных ответов («да»—«нет», «верно»— «неверно», «согласен»—«не согласен»). Ответ «не знаю» не допускается. Опрос-

ник может применяться при индивидуаль­ном и групповом обследовании. Оценки первичные подсчитываются в соответ­ствии с «ключом», раздельно по 6 шкалам опросника. Особенностью первичной об­работки 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 отве­тов (см. Внутренняя согласованность). Весовая величина каждого пункта рассчи­тывалась на основе определения фактор­ной нагрузки (см. Факторный анализ) данного ответа в измеряемом шкалой при­знаке. Расчет сделан таким образом, что веса пунктов выражаются целыми числа­ми от 1 до 9. Сырые оценки переводятся в стандартные Т-баллы (см. Оценки шкаль­ные). Результаты представляются графи­чески на специальном бланке в виде оце­нок профильных.

Шкалы опросника разработаны на ос­нове результатов факторного анализа первичного статистического материала, полученного в соответствующих клини­ческих группах испытуемых: I. (В) Опи­сывает переживание общего физического и психического комфорта. В норме у адап­тированных испытуемых оценка по дан­ной шкале имеет тенденцию к повыше­нию. 2. (Н) Шкала «ипохондрии» — отра­жает степень фиксации на соматическом неблагополучии. При нарушениях адапта­ции оценка по данной шкале повышается. 3. (М) Шкала «гипоманиакальности» — фиксирует ощущение комфорта с оттен­ком эйфории, «форсированного благопо­лучия», беспечности. При нарушении адаптации оценка снижается. 4. (Р) Шка­ла описывает депрессивное состояние. Результат отрицательно коррелирует с данными по шкале М. В норме наблюда­ется низкая оценка. 5. (N) Шкала «невро-тизации» — описывает состояние эффек­тивно-вегетативного дисбаланса, возника-

ющего при эмоциональном напряжении, «нервозность». При нарушениях адапта­ции оценка повышается. 6. (S) Шкала фиксирует нарушения в сфере соци­альных отношений. У дезадаптированных оценка повышается.

При интерпретации данных НПА ос­новное значение имеет анализ «профиля». Наряду с этим авторы предлагают про­стые формальные критерии диагностики дезадаптации. Простейшим из них являет­ся критерий, основанный на высоте про­филя. Дезадаптация имеет место в том случае, если оценки хотя бы двух шкал превышают значения 70 Т или опускают­ся ниже 30 Т либо одна из шкал превыша­ет 80 Т или опускается ниже 20 Т. По дан­ным авторов, вероятность необнаружения реально существующей дезадаптации со­ставляет лишь 5%. Однако вероятность того, что достаточно адаптированные лица будут причислены к дезадаптирован­ным, составляет 22,5%. Это делает дан­ный критерий малопригодным, в частно­сти при проведении массовых эпидемио­логических исследований. Более слож­ным и точным (10% вероятности того, что адаптированные будут причислены к деза­даптированным) является критерий, учи­тывающий дифференцированный резуль­тат по «шкалам благополучия» (В, М) и «шкалам неблагополучия» (Н, D, N, S). Дезадаптация диагностируется в тех слу­чаях, когда В + М составляют 79 Т или когда сумма Н, D, N и S превышает 255 Т. Сравнительные исследования на матери­але контрастных групп показали высо­кую корреляцию комплексного критерия дезадаптации с верифицированным диаг­нозом (г = 0,85, Р < 0,001).

Надежность ретестовая НПА (при интервале ретеста I сутки) по различным шкалам колеблется в интервале r_t - 0,74-0,90. Имеются сведения о валидности текущей, которая изучалась путем сопо­ставления 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 эф­фективность методики в индивидуальном и массовом скрининге состояний психи­ческой дезадаптации.

НЕСУЩЕСТВУЮЩЕЕ ЖИВОТ­НОЕ — проективная методика иссле­дования 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 стандар­тизована (используются разных размеров листы бумаги для рисования, в одних слу­чаях рисунок выполняется цветными ка­рандашами, в других — одним цветом и т. д.). Общепринятой системы оценки ри­сунка не существует. Теоретические по­сылки, положенные в основу создания ме­тодики, совпадают с таковыми у прочих проективных методик. Как и многие дру­гие рисуночные тесты, Н. ж. направлен на _ диагностику личностных особенностей, иногда ее творческих потенций.

Показана удовлетворительная валид-ность конвергентная методики путем установления связи между результатами, полученными с ее помощью, и данными других личностных методик на материале обследования пациентов психиатричес­кой клиники и лиц, проходящих профот­бор 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 психоло­гами СНГ при обследовании детей и взрослых, больных и здоровых чаще все-

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

НОРМАЛЬНОЕ РАСПРЕДЕЛЕ-

НИЕ — вид распределения переменных. Н. р. наблюдается при изменении призна­ка (переменной) под влиянием множества относительно независимых факторов. График уравнения Н. р. представляет со­бой симметричную унимодальную колоко-лообразную кривую, осью симметрии ко­торой является вертикаль (ордината), проведенная через точку 0 (рис. 46).

Рис. 46. Процентное распределение случаев под нормальной кривой

Кривая Н. р. была построена для про­стого аппроксимативного решения задачи вероятности частот событий. Нормальная кривая описывается формулой де Муавра

где U — высота кривой над каждым за­данным значением х₍, х —среднее ариф­метическое x_it а — среднеквадратическое отклонение от х.

Теоретически существует бесконеч­ное множество нормальных кривых с кон­кретными значениями М и а. При

стандартизации тестовых оценок и в некоторых других случаях используется Н. р. со следующими характеристиками: М - 0; с = 1; площадь под нормальной кривой равна единице. Такое распределе­ние носит название стандартного (единич­ного) Н. р. Для любого Н. р. в пределах значений х₍М + о лежит около 68%, в пределах М ± 2ст — 95%, М ± За — 99,7% площади под кривой, Частоты слу­чаев, укладывающихся в интервалы, огра­ниченные значениями от М ± стдоМ ± а, составляют 68,26%; 95,44%; 99,72%; 99,98 % соответственно (рис. 46). Высо­та кривой (U) над значением М приблизи­тельно равна 0,3989. Асимметрия стан­дартной, как и любой другой нормальной, кривой равна нулю, эксцесс {Q) — трем (см. Оценка типа распределения). Рас­пределение показателей, получаемых в эмпирических психологических и психо­диагностических исследованиях при боль­шом числе наблюдений, как правило, при­ближается к Н. р.

На практике важную роль имеет вы­числение площади слева от любой точки на оси абсцисс, ограниченной участком нормальной кривой и ординатой этой точки. Так как площадь стандартного Н. р. равна единице, то доля этой площа­ди отражает частоту случаев с х_г мень­шими, чем данное значение на оси X. Ре­шение уравнения де Муавра для любого значения х неудобно, поэтому для опре­деления площади слева от данного зна­чения в различных Н. р. (по оси z) име­ются специальные таблицы (см. табл. 1 Приложения III).

Важнейшим качеством Н. р. является то, что для семейства нормальных кривых характерны одинаковые доли площадей, лежащих под участками, ограниченными равными значениями о. При этом любую нормальную кривую можно свести к еди­ничной и таким образом ответить на во­прос о площади между выбранными точка-

Площадь слева от г для этого значения составит 0,1020 (10,2%). Следовательно, число лиц, имеющих оценку ниже 8,3, составляет 89,8%, а число лиц с оцен­кой в интервале 8,3-10,4 составляет 97,5-89,8 = 7,7%.

Число случаев в пределах стандартно­го отклонения можно легко определить без расчетов. Так, в интервале оценок, со­ответствующих -2с и -а, находится 13,6% обследованных (см. рис. 46).

Н. р. наиболее часто применяют для статистического описания совокупности эмпирических данных, оценки совокуп­ности генеральной по выборке, для стан­дартного нормирования тестовых баллов и перевода их в оценки шкальные (см. Стандартизация). На свойствах Н. р. основаны статистические критерии про­верки гипотез (г-критерий, критерий X², /^-критерий Фишера, ^-критерий Стьюден-таидр.).

,г-Критерий широко применяется для проверки коэффициентов -корреляции:

где а — допустимый уровень значимос­ти (а * 0,05), V = 1 - 2 • 0,05: 2 * 0,45. По статистическим таблицам определяет­ся, что ординате U = 0,45 соответствует

2_кр = 0,65. В нашем примере г > г_кр вы­численный коэффициент корреляции зна­чим на уровне а < 0,05 и лишь менее чем в 5% случаев равен нулю.

НОРМАТИВНОЕ ОЦЕНИВАНИЕ —

подход к оценке-и интерпретации измеря­емых тестом показателей, отражающих особенности личности или поведения, пу­тем сравнения индивидуальных результа­тов со статистическими значениями нор­мативной выборки.

Н. о. более распространено по срав­нению с альтернативным принципом ип-сативного оценивания. Здесь наиболее полно проявляется измерительный, квантифицирующий, характер психомет­рических техник. Существенным досто­инством Н. о. является возможность строгого ранжирования испытуемых по результатам относительно выборочных данных, использования метрических шкал интервалов (см. Шкалы измери­тельные), относительная доступность интерпретации оценок пользователям психодиагностической информации (см. также Нормы тестовые, Стандарти­зация, Оценки шкальные).

К недостаткам Н. о. относится эмпи­ричность рассчитываемых показателей, определенная условность перенесения выборочных данных на индивидуальное обследование. В качестве подхода, по­зволяющего минимизировать недостатки Н. о., при сохранении его основных по­ложительных сторон можно указать на Раша шкалы, с помощью которых ре­зультат испытуемого оценивается на ос­нове «задание—ответ» зависимостей. Следует, однако, отметить, что Раша мо­дель психологического тестирования в принципе также должна быть отнесена к Н. о., поскольку для расчета вероятнос­ти решения того или иного задания ис­пользуются данные специальных выбо­рок испытуемых.

НОРМЫ ТЕСТОВЫЕ — количествен­ные и (или) качественные критерии оцен­ки результатов теста, позволяющие опре­делить уровень достижений или степень выраженности психологических свойств, которые являются объектами измерения. В качестве таких критериев выступают статистические показатели выборки стан­дартизации, а также различные признаки-симптомы, свидетельствующие о том или ином уровне выраженности диагностиру­емых качеств.

В психологической диагностике наи­более распространены количественные Н. т., полученные на основании определе­ния средних величин х и дисперсии в вы­борке стандартизации (см. Меры цент­ральной тенденции, Меры изменчивос­ти). Рассчитанные для нормативной вы­борки х среднее и дисперсия являются ос­новой для разработки оценок шкальных теста. Количественные Н. т., упорядочен­ные в шкалы на основе процедур z-преоб-разования (см. Нормальное распределе­ние, Стандартизация), содержатся в специальных таблицах, прилагаемых к ру­ководствам по проведению тестирования. В этом виде Н. т. позволяют установить относительное место каждого конкретно­го результата по сравнению с выборочны­ми данными, выраженными в долях дис­персии. Такие количественные Н. т. наи­более типичны для тестов интеллекта, опросников личностных и др. В проек­тивных техниках, в силу известных зат­руднений, возникающих при формализа­ции оценок первичных, вследствие слож­ности учитываемых диагностических по­казателей, количественные Н. т. не столь распространены.

Своеобразной переходной формой между количественными и качественны­ми Н. т. являются критерии оценки наибо­лее ранних тестов интеллекта. Так, в Вине—Симона умственного развития шкале Н. т. представлены в виде норма-

тигшых заданий, на выполнении или невы­полнении которых базируется установле­ние умственного возраста и интеллек­та коэффициента.

В виде качественных Н. т. могут выс­тупить стандартизированные наборы ква­лификационных требований к испытуемо­му, аналогичные шкалам умственного развития, либо специально разработан­ные для данного теста комплексы диагно­стических признаков. Примером после­дних может служить условная шкала оп­ределения уровня алкоголизации:

0 уровень — полное воздержание от ал­коголя; отсутствие опыта приема.

1 уровень — эпизодический прием; не­приятные воспоминания о приеме ал­коголя.

2 уровень — систематический прием; удовольствие от употребления; вклю­чение небольших доз в общий рацион питания.

3 уровень — эпизоды передозировки; возникновение похмелья.

4 уровень — возникновение психиче­ской зависимости; случаи употребле­ния алкоголя с утра для поднятия на­строения.

5 уровень — частые случаи похмелья; активный поиск алкоголя; фо