Смекни!
smekni.com

Бодалев А. А. Столин В. В. Аванесов В. С. Общая психодиагностика (стр. 27 из 93)

Более изощренные методы требуются для борьбы с социальной желательностью. Ниже рассмотрены три наиболее часто используе­мых варианта.

1. Введение особых «шкал лжи» в диагностический вариант методики. Они составляются из вопросов-ловушек: тот или иной ответ на эти вопросы явно предопределен социальной желательностью. Если испытуемый набирает слишком высокий балл по этой шкале, его протокол бракуется. Более тонкий вариант — введение «шкал коррекции» (например, в MMPI): получение определенного балла по этим шкалам вызывает внесение поправок к баллу по другим шкалам, скоррелированным со шкалой коррекции. Величина поправок определяется коэффициентом линейной регрессии (измеренным в нормативном эксперименте) между баллами, полученными по шкале коррекции и основной диагностической шкале (шкале свойства).

2. Устранение или сбалансирование социальной желательности с помощью использования инструкции на преднамеренную фальсификацию результатов. Участникам пилотажных замеров кроме обычной инструкции дается дополнительная (во вторую очередь): «Заполните опросник от лица человека, желающего произвести самое благопри­ятное впечатление». Затем производится отбор пунктов на основании того, насколько процент ответов на них отличается от 50 процентов (значение, ожидаемое для пунктов, являющихся нейтральными с точ­ки зрения социальной желательности).

В качестве меры желательности в данном случае можно восполь­зоваться следующим коэффициентом:

(3.3.2)

где N (+) — сумма ответов «верно» на данный пункт при инструкции на фальсификацию;

N (-) - сумма ответов «неверно» в тех же условиях;

n - объем выборки.

Значимость коэффициента приближенно оценивается по крите­рию «хи-квадрат», определенному формулой (3.2.14), которой в пра­вой части вместо φ подставляется

.

Поскольку инструкция на преднамеренную фальсификацию соз­дает условия, в которых социальная желательность суждений акцен­тируется, то значимыми следует считать такие высокие по модулю значения

при которых
, превышает теоретическое значение
для квантиля

р < 0,001. Из таблицы для распределения «хи-квад­рат» находим

=10,83. Таким образом, при наличии выборки объе­мом 50 человек
. Это означает следующее: если

на i пункт более чем 36 испытуемых из 50 ответили «верно», то его нужно отнести к положительному полюсу шкалы социальной жела­тельности, если менее чем 14 ответили «верно» — к отрицательному. Такие пункты должны быть либо полностью исключены из опросни­ка (что редко удается), либо количество положительных и отрицатель­ных пунктов должно быть уравновешено.

Таким образом могут быть отобраны и пункты для шкалы лжи. Суммарный балл по этой шкале распределяется так, как показано на рис. 12. В качестве критерия разделения испытуемых выбирается критическая точка, которая позволяет минимизировать ошибки типа «про­пуск» (зачисление лживых испытуемых в число правдивых) и ошиб­ки типа «ложная тревога» (зачисление правдивых в число лживых). Положение критической точки на шкале можно менять в зависимос­ти от баланса цены двух типов ошибок: в некоторых случаях «про­пуск» гораздо опаснее, чем «ложная тревога».

Рис. 12. Смещение распределения тестовых баллов по «шкале лжи» к полюсу высоких значений X при инструкции на выполнение теста-опросника с позиции «идеального» человека

Фальсифицирующая инструкция используется также и для иссле­дования степени «скрытности-открытости» формулировок вопросов. Например, испытуемым дается инструкция на симуляцию высокой тревожности 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 испытуемого об измеряемом свойстве и позволяют ему вносить тен­денциозные искажения в результаты в своих интересах.

3. С распространением факторного анализа чаще стала приме­няться стратегия «балансирования социальной желательности». При этом исследователь-психометрист задается целью обеспечить дискриминативную валидность своего теста относительно шкалы «соци­альной желательности». Это достигается с помощью факторного ана­лиза корреляций между пунктами. Факторный анализ в применении к одномерному тесту-опроснику, как правило, выделяет два фактора: относящийся к самому измеряемому свойству и относящийся к соци­альной желательности. На рис. 13 схематически представлено фак­торное пространство для опросника «Склонность к риску».

Рис. 13. Иллюстрация рассеяния векторов (., изображающих пункты теста-опросника в пространстве двух факторов: релевантного и иррелевантного. Выше и ниже штриховых линий - области низкой достоверности

Каждый вопрос представлен вектором, задаваемым проекцией на релевантный фактор - Склонность к риску и иррелевантные «Социаль­ное одобрение» и «Социальное порицание». Требование конвергент­ной валидности по отношению к измеряемому свойству формулирует­ся как требование к пунктам - иметь высокую проекцию (нагрузку) на горизонтальную ось. Дискриминативная валидность по отношению к социальной желательности - это требование иметь пренебрежимо ма­лую нагрузку на вертикальную ось. Очевидно, имеются два способа устранить эффект социальной желательности: либо выкинуть все пун­кты, нагруженные фактором социальной желательности (выше или ниже штриховых линий, либо уравновесить их количество на полюсах соци­альной желательности.

Понятно, что при таком способе освобождения от социальной же­лательности диагностическая шкала всегда оказывается так называе­мой «ß-шкалой», в отличие от «а-шкал», у которых максимум жела­тельности достигается на одном из полюсов, у «ß-шкал» максимум желательности достигается в «золотой середине», т. е. линия регрес­сии желательности по «бетта-шкале» оказывается криволинейной (рис. 14). Если применить такой метод к построению опросника «Склон­ность к риску - Осторожность», то в результате диагностический кон­структ автоматически становится «бета-шкалой»: и слишком высокая склонность к риску, и излишняя осторожность - одинаково нежелатель­ны, тогда как оптимум лежит посередине между крайностями.

Рис. 14. Схематическая иллюстрация «-шкалы, связанной с фактором социальной желательности монотонной зависимостью, и ß-шкалы, связанной с этим фактором криволинейно – с максимумом в области «золотой середины»

Из трех перечисленных выше методов первый относится к отсеву испытуемых и требует введения в перечень вопросов для шкалы «лжи». Второй и третий методы позволяют отобрать только такие пункты, ко­торые обеспечивают устранение социальной желательности. Но они, как правило, трансформируют сам конструкт, который обязательно ста­новятся ортогональным к социальной желательности. При необходи­мости диагностирования свойств, обязательно коррелированных с же­лательностью, единственный метод состоит в применении шкал кор­рекции и корректирующих поправок, но и этот метод нельзя считать вполне надежным. Так что диагностика свойств, сопряженных с соци­альной желательностью, в ситуациях экспертизы всегда рискованна.

С другой стороны, в ситуации, когда сам испытуемый заинтере­сован в точных результатах («ситуация клиента»), психодиагност мо­жет пользоваться тестами-опросниками, не опасаясь артефакта соци­альной желательности.

Обычно в ходе практической проверки достоверности опросника психологу при обработке результатов пилотажного исследования при­ходится иметь дело с матрицей данных, подобной таблице, представ­ленной на рис.15.

Ключ по шкале лжи L изображен на рис. 15 в виде второго столб­ца — справа от столбца, содержащего ключ по основной диагности­ческой шкале С. Если в строке k+1 зафиксированы баллы, подсчитан­ные по основному ключу, то в строке k+2 - баллы, подсчитанные по ключу для шкалы лжи. Баллы Хk+2 отражают величину тенденции диссимуляции (социальной желательности) у данного испытуемого (низкие значения Хk+2 отражают тенденцию симуляции асоциальности или агравации - отягощения психической дезадаптации).

Рис. 15 Схематическое представление таблицы «пункты (t) - испытуемые (S)», вектора суммарных баллов Хk+1, вектора с баллами по шкале лжи Хk+2, вектора С со значениями ключа по основной шкале, вектора L с ключом по шкале лжи