Валидность тестов. Словарьсправочник по психодиагностике издание 2е, переработанное и дополненное Серия Мастера психологии

• Название: Словарьсправочник по психодиагностике издание 2е, переработанное и дополненное Серия Мастера психологии
• Дата: 10.08.2022
• Размер: 5.87 Mb.
• Имя файла: Валидность тестов.doc
• Тип: Справочник; #643669
• страница: 30 из 71

МОЗАИКИ ТЕСТ (Mosaic Test) — про­ективная методика исследования лич­ности. Предложена М. Ловенфельд в 1929 г.

Обследуемому предлагают 465 дере­вянных или пластиковых мелких предме­тов разной формы (квадраты, ромбы, тре­угольники) и различной окраски (черные, белые, красные, синие, зеленые и жел­тые). Из этих деталей необходимо соста­вить произвольный узор-рисунок. Время не ограничено.

Наиболее детально разработанная схе­ма оценки результатов, полученных с по­мощью М. т., принадлежит Б. Даймонду и Г. Шмале (1944). Авторы исходят из поло­жения о том, что неспособность обследу­емого создать ясно распознаваемую, чет­кую форму в М. т. коррелирует со значи­тельными личностными отклонениями.. Выделены пять типов сложения мозаики.

1. «Мозаика нормальная» —лег­ко распознаваемый гештальт (образ), со­зданный сочетанием формы и цвета пред­ложенных деталей.

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

3. «Мозаика с умеренно выражен­ными дефектами» — обнаруживаются лишь попытки создания формы, игнориру­ется цвет, а если цвет учитывается, то форма неудовлетворительна.

4. «Мозаика с выраженными де­фектами» — не распознается форма ри­сунка-узора, имеются выраженные откло­нения от «мозаики нормальной».

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

В зарубежных исследованиях отмеча­ется возможность дифференциации кли­нических 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 проектив­ной методики личности не доказана.

Сведений об использовании в СНГ нет.

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 PFбыл 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_tпорядка 0,8 отно­сительная доля стандартной ошибки (см. Ошибка 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.