N(-) -сумма ответов <неверно> в тех же условиях;
п - численность испытуемых.
Для грубой оценки значимости дисбаланса удобно использовать приближен-
ный критерий хи-квадрат: =>п (см. (3.3.2)).
84
STR.85
Значимость коэффициента приближенно оценивается по критерию
<хи-квадрат> по формуле (3.2.13). В данном случае в правой части
формулы вместо (р подставляется ..
Поскольку инструкция на преднамеренную фальсификацию создает
условия, в которых социальная желательность суждений акцентирует-
ся, то значимыми следует считать такие высокие по модулю значения
S, при которых мп. превышает теоретическое значение р. для
квантиля р<0,001. Из таблицы для распределения <хи-квадрат> нахо-
дим Хр.==10,83. Таким образом, при наличии выборки объемом
50 человек 1гр.== 10,83/50 == 0,45. Это означает следующее: если на
i-тый пункт более чем 36 испытуемых из 50 ответили <верно>, то его
нужно отнести к положительному полюсу шкалы <социальной жела-
тельности>, если менее, чем 14 ответили <верно>,-то к отрицательно-
му полюсу. Такие пункты должны быть либо полностью исключены из
опросника (что редко удается), либо число <положительных> и <отри-
цательных> должно быть уравновешено.
Таким образом могут быть отобраны и пункты для шкалы лжи.
Суммарный балл по шкале лжи распределяется так, как показано на
рис. 12. В качестве критерия разделения испытуемых на шкале лжи
выбирается такая точка, которая позволяет минимизировать ошибки
типа <пропуск> (зачисление <лживых> испытуемых в число <правди-
вых>) и ошибки типа <ложная тревога> (зачисление <правдивых> в
число <лживых>). Положение критической точки на шкале можно ме-
нять в зависимости от баланса цены двух типов ошибок, в некото-
рых случаях <пропуск> гораздо опаснее, чем <ложная тревога>.
Фальсифицирующая инструкция используется также и для иссле-
дования степени <скрытности-открытости> формулировок вопросов. На-
Социальное
вдодрение
Критическая "Ламь
точка
Рис, 12, Смещение распределения
тестовых баллов по шкале <лжи> к
полюсу высоких значений Х при
инструкции на выполнение тест-
опросника с позиции <идеального>
человека
it Социальное
порицание
Рис. 13. Иллюстрация рассеяния
векторов ti, изображающих пункты
тест-опросника, в пространстве двух
факторов - релевантного (<склон-
ность к риску>) и иррелевантного
(<социальная желательность>). Вы-
ше и ниже пунктирных линий-об-
ласти низкой достоверности
пример, испытуемым дается инструкция на симуляцию высокой тре-
вожности по опроснику MAS Ж. Тейлор. В этом случае, как это уже
было показано, ответы на многие пункты значимо изменяются. Такие
пункты являются слишком открытыми - они информируют испытуе-
STR.86
мого об измеряемом свойстве и позволяют ему вносить тенденциозные
искажения в результаты в своих интересах.
3. С распространением факторного анализа чаще стала приме-
няться стратегия <балансирования социальной желательности>. При
этом исследователь-психометрист задается целью обеспечить дискри-
минативную валидность своего теста относительно шкалы <социальной
желательности>. Это достигается с помощью факторного анализа
корреляций между пунктами. Факторный анализ в применении к одно-
мерному тест-опроснику, как правило, выделяет два фактора: относя-
щийся к самому измеряемому свойству и относящийся к социальной
желательности. На рис. 13 схематически представлено факторное про-
странство для опросника <склонность к риску>.
Каждый вопрос представлен вектором, задаваемым проекцией на
релевантный фактор - <склонность к риску> и иррелевантный - <хо-
роший - плохой> (желательный - порицаемый). Требование конвер-
гентной валидности по отношению к измеряемому свойству формули-
руется как требование к пунктам - иметь высокую проекцию (на-
грузку) на горизонтальную ось (см. рис. 13). Дискриминативная ва
лидность по отношению к социальной желательности - это требованы
иметь пренебрежимо малую нагрузку на вертикальную ось. Очевидно
имеются два способа устранить эффект социальной желательности: ли
бо выкинуть все пункты, нагруженные фактором социальной желатель
ности (выше или ниже пунктирной линии - (см. рис. 13)), либо урав
новесить их количество на полюсах социальной желательности.
Понятно, что при таком способе освобождения от социальной же
лательности диагностическая шкала всегда оказывается так называв
мой <бетта-шкалой>: в отличие от <альфа-шкал>, у которых максиму)
желательности достигается на одном из полюсов, у <бетта-шкал> мак
симум желательности достигается в <золотой середине>, т. е. лини
регрессии желательности по <бетта-шкале> оказывается криволине1
ной (рис. 14). Если мы применили такой метод к построению опросник
<склонность к риску - осторожность>, то в результате наш диагн(
стический конструкт автоматически становится <бетта-шкалой>: и слип
ком высокая склонность к риску, и излишняя осторожность - одинаков
нежелательны, тогда как оптимум лежит посередине между крайн<
стями.
Из перечисленных выше трех методов первый относится к от-cei
испытуемых и требует введения в перечень вопросов для шкалы <лжи
Методы .2 и 3 позволяют отобрать только такие пункты, которые обе
почивают устранение социальной желательности. Но они, как правил
трансформируют сам конструкт, который обязательно становится орт
тональным (независимым) к социальной желательности. При необх
димости диагностики свойств, обязательно коррелированных с жел
тельностью, единственный метод состоит в применении шкал корре
ции и корректирующих поправок, но и этот метод нельзя считать впо
не надежным.
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 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132 133 134 135 136 137 138 139 140 141 142 143 144 145 146 147 148 149 150 151 152 153 154 155 156 157 158 159 160 161 162 163 164 165 166 167 168 169 170 171 172