Соотношениевариативности факторов ШФ и факторов 16РФ 7 страница

РСФ и диапазон выборки

Когда мы организуем обычный лабораторный дифференциально-психологический корреляционный эксперимент на так называемых «нормальных добровольцах» (см. обзор исследований этого феномена в книге Шихирева, 1979), то есть никак не предваряем подбор испытуемых какими-то критериями, в этом случае среди разношерстной и, как правило, небольшой по численности выборки весьма трудно ожидать появления хотя бы двух испытуемых с родственной ментальной «доминантой» — одним и тем же ведущим фактором семантического пространства. Отсюда, по-нашему мнению, и проистекают неудачи и некоторых наших, и зарубежных лабораторных исследований валидности психосемантических методик.

Наиболее заметным среди известных нам немногих западных экспериментов указанного типа является исследование Дж. Кантора {Cantor, 1976). Дж. Кантор проводил тест личностных конструктов (ТЛК) в традиционном келлианском репертуарном варианте. В этой работе не удалось обнаружить значимых связей между PC личностных конструктов (или, как это называл автор, «выпуклостью измерений» — salience of dimensions) и появлением соответствующих мотивационных тем в проективном тесте ТАТ. Насколько это нам удалось понять из описания методики, примененной в этом исследовании, PC конструктов, отнесенных экспертами к определенным мюрреевским «мотивационным темам», принятым для анализа рассказов по ТАТ (см. на русском языке Соколова, 1978), соотносились с выраженностью соответствующих тем в самих рассказах ТАТ вне учета их места в иерархии других конструктов. То есть анализ производился не для ведущих конструктов, а для всех, включая фоновые. А если бы анализ производился только по ведущим конструктам, то неудача, по-видимому, была так же неминуемой в силу того, что у разных испытуемых эти ведущие конструкты являются разными, и для статистического вывода просто

не хватило бы материала. Это обстоятельство, а также отсутствие четкой эмпирической типологизации испытуемых по критериальному показателю и обусловило, по-видимому, низкий уровень эмпирической валидности в данной работе.

Эту причину появления отрицательных результатов в подобных, исследованиях мы считаем логичным связывать с эффектом узкого «диапазона выборки» (см. об этом понятии подробнее уАшстази, 1982). Для данного типа работ (ориентированных на выявление очень тонких и многообразных связей) нужны гораздо более разнообразные выборки.

Мотивационные конструкты: ТАТ и ТЮФ

В одной из наиболее ярких работ, проведенных под нашим руководством и посвященных конвергенции психосемантических и традиционных проективных техник, — эксперименте В. С. Баб иной -Б олды ревой* (Бабина, Шмелев, 1987) — материалы 25 протоколов ТАТ анализировались двумя независимыми экспертами с простой конечной задачей —■ по возрастанию значимости упорядочить всего Три мотивационные темы: «сексуальные отношения», «карьера», «агрессия-самозащита». Параллельно значимость этих тем оценивалась с помощью психосемантической методики Тест Юмористических Фраз (ТЮФ). В ТЮФ значимость темы сводится к очень простому формальному индексу -— численность соответствующего класса фраз, сформированного испытуемым в ситуации свободной классификации¹.

Успеху эта попытка конвергентной валидизации, по-видимому, обязана не только более ясной мотивационной интерпретации лексического материала (фразы специально подбирались из многих сотен для соответствующих диагностических целей), но и не в последнюю очередь благодаря стратегии фиксации порядковых (иерархических) отношений в структуре диагностических показателей. Средняя корреляция ранговых профилей по трем темам оказалась 0,89 (столь высокая, так как тем было всего три).

Методика ТЮФ — пример интересного по замыслу инструмента, который, несмотря на обретенную популярность (высокий индекс цитирования, включая такие издания, как «Словарь-справочник по психодиагностике» Бурлачука, Морозова, 1999; высокий индекс продаж по каталогам санкт-петербургского предприятия «Иматон»), оказался, увы, слишком чувствителен к фактору смены в России общественного строя и общественных настроений в 90-е годы. Сейчас ведутся работы по созданию абсолютно новой версии этой методики — на базе новых афоризмов, стихийно собранных в Интернете (см. раздел «Психоигротека» на сайте http://www.ht.ru). Уже

¹ В данном случае повышение численности какого-то тематического класса мы интерпретировали как повышение субъективного веса (значимости) определенного мо-тивационного конструкта.

первая сотня собранных протоколов показала, что прежняя тематическая структура больше не существует, и всю работу по валидизации методики следует проводить заново.

Номинирующие факторы и L-данные

Показателен в данном контексте результат другого более раннего эксперимента по валидизации ТЮФ (Шмелев, Болдырева, 1982). Студенты двух академических студенческих групп (по 16человек в каждой) выполняли ТЮФ и оценивали друг друга по выраженности интереса к каждой из тем, соответствующих мотивационным категориям, т. е. в этом исследовании в качестве критериального показателя для эмпирической валидизации использовалась так называемая ГОЛ — «групповая оценка личности»¹. Этот тип данных по классификации Р. Кэттэлла следует отнести скорее к L-данным.

Средняя корреляция профилей ТЮФ и ГОЛ оказалась значимой, хотя и невысокой — 0,34 (линейная корреляция после стандартизации показателей). Но при анализе но отдельным темам была обнаружена только одна значимая корреляция — для темы «Деньги» (0,45). И этому находится вполне правдоподобное объяснение, так: как напряженность этой темы в студенческой среде указывает не на особую социально осуждаемую «алчность», но на интенсивность внешней мотивационной преграды —дефицит самих денег.

Казалось бы, данные по ТЮФ могут быть привлечены в контексте данного исследования с известной натяжкой — прежде всего как свидетельство эффективности самого структурного принципа психосемантической диагностики. В самом деле, к содержанию основной методической схемы, обсуждаемой в данной работе, — к приписыванию черт личности тест ТЮФ имеет весьма косвенное отношение, так как строится на материале эмпирических индикаторов особого типа — юмористических суждениях-афоризмах. Тем не менее проведенные нами эксперименты доказывают, что при восприятии смысла этих суждений происходит более или менее подсознательная атрибуция (приписывание) мотивационной темы (т. е. мотивационного личностного конструкта) автору афоризма (скрытой «стимулыюй лич'ности» данного акта социального познания). Вот пример из «свежего» набора шуток ТЮФ-2000. Почему женщины чаще усматривают в шутке «Пришел муж домой из Интернета» тему «Горе от ума», а мужчины — темы «Секс» и «Семейные неурядицы»? Различия в ролевой мотивации и тех, и других достаточно очевидны.

Но не только тематическая атрибуция (угадывание темы) является психологически информативной задачей на юмористическом материале. О многом говорит даже простая балльная оценка качества шутки (по крите-

¹ Русскоязычному понятию ГОЛ в западной психометрике наиболее точно соответствует так называемый peer rating — оценка наивных, включенных наблюдателей.

рию «понравилась-не понравилась»). Например, что стоит за высокой оценкой шутки «Поцелуй меня с разбегу — я за деревом стою!» у юных девушек, и почему она совершенно не кажется смешной и.забавной возрастным мужчинам? Ответ на этот вопрос не требует особой проницательности — «кокетство» (причем в довольно примитивных его формах). Но это все статистические данные — различия, выявленные на достаточно многочисленных выборках. А что же индивидуальные особенности?

По накопленным у нас многообразным тестовым'сведениям и биографическим данным (ТЮФ проводится в течение нескольких лет в практикуме по психодиагностике МГУ в качестве одной из методик в учебном пакете, который студенты осваивают на материале одного и того же «генерального испытуемого»), профиль ТЮФ диагностичен именно тогда, когда в нем мы наблюдаем явный доминирующий пик (или спад) по одной из тем (диагностических категорий). Это наблюдение полностью соответствует развиваемому здесь тезису о диагностической информативности именно доминирующих факторов ЛСП. Если профиль ТЮФ оказывается многовершинным или просто плоским (значимая доминанта отсутствует), а это наблюдается в большинстве случаев, то в этом случае и значимых связей ТЮФа с другими тестами обнаружить не удается.

Доминантный фактор и когнитивная сложность

Данное положение напрямую перекликается с материалами, полученными по валидизации разработанного нами теста для экспресс-диагностики когнитивной сложности «11 слов» {Шмелев, 1983а, 1983в). В этом тесте испытуемый выполняет сокращенную парную оценку сходства-контраста 11 фиксированных личностных прилагательных, отобранных нами на ранних этапах развертывания таксономических исследований терминов личностных черт. Индекс когнитивной сложности¹ (КС) рассчитывается по формуле, весьма сближающей его с известным индексом «интенсивности» Д. Баннистера (Франселла, Баннистер, 1987).

Анализ сотен собранных по этой методике протоколов на самых разнообразных выборках и в разных диагностических ситуациях показал, что тест «11 слов» (и соответствующий применяемый нами индекс КС) обладает асимметричной диагностической мощностью: он неплохо выделяет испытуемых с так называемой «монолитной» системой личностных конструктов, т. е. сверхупрощенной системой, характеризующейся наличием резко выраженного поляризующего семантическое пространство оценочного фактора, но практически не различает испытуемых с дифференцированной (сложноорганизованной) и с диффузной системой конструктов,

¹ Наш индекс основывается на среднем арифметическом модулей скалярных произведений всех строк матрицы.

заполняющих матрицу едва ли не случайными оценками. Отсюда понятна нестабильность результатов валидизации «теста 11 слов» на разных выборках и в разных диагностических ситуациях: когда мы высоко мотивируем испытуемых и провоцируем их к высоко-заинтересованной, пристрастной работе с материалом, когда мы привлекаем к эксперименту аффективно-заряженных испытуемых, наш индекс КС работает. Это было зафиксировано нами й для предсказаний точности социальной перцепции, устойчивости «мнемошкалы», разнообразия коммуникативного репертуара и по другим независимым критериям (Похилько, Шмелев, 1982; Игошина, 1983; Лепеха, 1989).

Но если «диапазон выборки» смещается в сторону испытуемых с более высокой «когнитивной сложностью», в сторону испытуемых с реально многомерным семантическим пространством, то наш тест «11 слов» просто не работает — не различает диагностически информативные группы испытуемых.

Дата добавления: 2015-07-12