Фактически при таких обстоятельствах высокий коэффициент
валидности может появиться, даже когда тест совершенно не обладает
валидностью в предсказании конкретного критерия.
Предположим, что в выборке из 100 студентов-медиков было выде-
лено 30 человек с самой высокой успеваемостью и 30 с наиболее низкой
успеваемостью, которые составили контрастные критериальные группы.
Если теперь эти две группы сопоставить по ряду качеств, фактически не
имеющих отношения к успеваемости в медицинском институте, то, не-
198 ПРИНЦИПЫ ПСИХОЛОГИЧЕСКОГО ТЕСТИРОВАНИЯ
частных школ и рыжеволосых студентов. Если бы нам пришло в голову
приписывать каждому человеку по очку за окончание частной школы
и за рыжий цвет волос, то средний результат оказался бы, несомненно,
выше в верхней, чем в нижней критериальной группе. Однако это не сви-
детельствует о валидности выбранных признаков, так как данный про-
цесс валидации содержит круг в доказательстве. Оба предиктора вы-
браны в первую очередь на основе случайных особенностей, характери-
зующих данную выборку. И те же случайные различия ответственны за
появление различий между суммарными результатами. Однако при про-
верке на другой выборке случайные различия в количестве окончивших
частные школы и рыжих, скорее всего, исчезнут или изменят знак, и сле-
довательно, валидность показателей нарушится.
Практический пример. Конкретной иллюстрацией необходимо-
сти перекрестной валидации является исследование, в котором была
предпринята попытка выяснить применимость роршаховского теста чер-
нильных пятен для найма управляющих агентствами по страхованию
жизни (А. К. Kurtz, 1948). Этот тест был применен к 80 испытуемым,
тщательно отобранным среди нескольких сот таких управляющих, рабо-
тавших в восьми страховых компаниях. Из этих 80 человек 42, считав-
шихся весьма компетентными работниками, составили верхнюю крите-
риальную группу. Остальные 38 человек были неудовлетворительными
работниками, и они образовали нижнюю критериальную группу. Полу-
ченные 80 тестовых ответов были изучены экспертами по тесту Роршаха,
отобравшими 32 знака (т.е. характеристики ответов), чаще встречавших-
ся в одной группе, нежели в другой. Затем каждому испытуемому было
присуждено по +1 очку за каждый знак, чаще обнаруживаемый в верх-
ней критериальной группе, и по-1 очку за каждый знак, чаще встречав-
шийся в нижней критериальной группе. Поскольку всего имелось по 16
знаков каждого типа, суммарный результат теоретически мог принимать
значения от -16 до +16.
Когда этот ключ, основанный на 32 знаках, был применен к перво-
начальной группе из 80 человек, принадлежность 79 из них к верхней или
нижней группе была определена правильно. Таким образом, корреляция
между результатом теста и критерием оказалась близкой к 1,00. Однако
когда была проведена перекрестная валидация теста на второй сопоста-
вимой выборке управляющих страховыми агентствами, насчитывавшей
41 человек (21 в верхней группе и 20 в нижней), коэффициент валидности
упал до ничтожной цифры 0,02. Очевидно, таким образом, что ключ, раз-
работанный на первой выборке, не пригоден для отбора персонала на
такую должность.
Пример со случайными данными. Э. Э. Кьюретон (Е. Е. Ки-
reton, 1950) убедительно показал, что использование одной и той
же выборки для отбора заданий и валидации теста может привести
к значительному завышению коэффициента валидности даже при чисто
случайных условиях. В этой работе прогнозируемым критерием служил
средний балл каждого из 29 студентов, записавшихся на курс психоло-
гии. Весь диапазон значений этого критерия был разбит на две области:
оценки не ниже <В> и оценки ниже <В>. Роль <заданий> в этом экспери-
менте играли 85 номерков (1-85). Чтобы получить <результаты> теста
для каждого испытуемого, номерки складывались в коробочку, переме-
ТТТИВЯ ЛИСТ. И RЫГTПЯTTИr НЯ Г-ТПТТ Тр тлч UMV vn-rnner ттзгтпгтп гтт1ттот1Г>й г-гп-
199 АНАЛИЗ ЗАДАНИЙ
дентом заданий. Подобный <тест> был проведен 29 раз, что дало
полный набор <результатов> каждого студента по каждому <заданию>.
Эту процедуру Э. Кьюретон остроумно назвал <тест В-проективного
психокинеза>.
Затем был проведен анализ заданий, в котором в качестве критерия
фигурировал средний балл студента. В результате из 85 <заданий> было
отобрано 24, из коих 9 чаще <выполнялись> членами верхней крите-
риальной группы и поэтому получили веса + 1, тогда как 15 чаще <вы-
полнялись> в нижней группе, и им приписывались веса - 1. Сумма весов
<заданий> составляла итоговый результат каждого студента. Несмотря
на заведомо случайное происхождение данных, корреляция <результатов
теста> с критерием успеваемости для все той же группы из 29 студентов
оказалась равной 0,82. Этот результат аналогичен тому, который был
получен в примере с тестом Роршаха. В обоих случаях очевидное со-
ответствие между результатами теста и критерием объясняется исполь-
зованием одних и тех же случайных различий как для отбора заданий,
так и для определения валидности теста в целом.
Условия, влияющие на снижение валидности. Степень сни-
жения коэффициента валидности при перекрестной валидации частично
зависит от размера первоначальной совокупности заданий и от того, ка-
кая часть заданий сохраняется. Если первоначальное число заданий вели-
ко, а доля отобранных заданий мала, то возрастает возможность исполь-
зования случайных различий и тем самым получения завышенного
коэффициента валидности. На степень снижения валидности при пере-
крестной валидации влияет также размер выборки.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144 145 146 147 148 149 150 151 152 153 154 155 156 157 158 159 160 161 162 163 164 165 166 167 168 169 170 171