0,48, Что свидетельствует о том, что 48% измерений признаков объясняются их

совместным распределением (взаимовлиянием).

КОРРЕЛЯЦИЯ БИСЕРИАЛЬНАЯ

(лат. bis series - два ряда, две серии) - метод корреляционного анализа отношения

переменных, одна из которых измерена в дихотомической шкале наименований, а другая

- в интервальной шкале отношений или порядковой шкале. Название метода связано с

тем, что сравниваются две альтернативные серии объектов X, имеющие условные

значения 0 или 1 по У.

Наиболее характерно применение коэффициентов К. б. в психологической диагностике при

анализе дискримина-тивности заданий теста, а также при определении валидности

критериальной путем коррелирования значений тестовых оценок с независимыми характе-

ристиками критерия, выраженными в дихотомической шкале (см. Шкалы измерительные).

Для описания связи между перечисленными видами переменных используется точечный

бисериальный коэффициент корреляции Пирсона:

где х, - среднее по Х объектов со значением единицы по У; XQ - среднее по Х

КОР

объектов со значением нуль по У: S - стандартное отклонение всех значений по X; га; -

число объектов, с единицей по У:

пу- число объектов с нулем по У, т. е. п = П) + n.Q. Уравнение для вычисления rpi,

представляет собой алгебраическое упрощение формулы коэффициента г (см.

Корреляционный анализ) для случая, когда У- дихотомическая переменная. Можно

привести ряд других эквивалентных выражений, удобных для практического применения:

ръ-

где х - общее среднее по X.

Значение г.д варьирует от -1 до +1. В том случае, когда переменные с единицей по У

имеют среднее по X, равное среднему переменных с нулем по У, г- обращается в нуль.

В качестве примера можно привести вычисление г при анализе дискримина-тивности

отдельных пунктов опросника личностного, т. е. корреляции между типичным ответом на

отдельный пункт (утверждение-отрицание) с общим результатом по тесту (табл. 10).

Вычисленное таким образом значение гt, показывает, что проверяемый пункт опросника

имеет среднюю диагностическую значимость и слабо коррелирует с общим результатом

теста.

Достоверность (а) связи, рассчитанной с помощью коэффициента г", может определяться

с помощью критерия У? для числа степеней свободы df = 2.

Другим распространенным методом расчета является определение бисериаль-ного

коэффициента корреляции (г;,;,), который применяется в тех случаях, когда

есть основания полагать, что дихотомическое распределение близко к нормальному:

.-0 "Л)

Элементы уравнения идентичны используемым при вычислении Гр;,, за исключением

величины U - ординаты

Таблица 10

Вычисление точечного бисериального коэффициента корреляции Пирсона

g. a

S

|

1|

" ё.

30

с

о-

р

11

й:Й

Вычисление

1 6

g< I

1||

S

с е з

Д,3-

о

1 1 16 ni=ll

2 0 12 лд=7

3 0 11 п=18

41 7 Л, = 12,36

51 15 XQ - 10,00

6 1 14 5,=2,55

z-l

7 0 10

с -1

л-1 /

8011

9 1 15 (7=0,3836

~Х\ - о / "1"о

10

р S, \fn-l)n 12,36-10 Гп

2,55 V 306

=0,46

11

1

13

12

0

7

13

13

14

1

11

15

0

10

16

1

11

17

10

18

1

11

Примечание: 1 - совпадение с "ключом>: 0 - несовпадение с <ключом>.

КОР

нормированного нормального распределения в точке, за которой лежит

- 100% площади под кривой (см. Нор-п

мальное распределение). Из данных

табл. 9 --=-=0,61; ордината нормиро-п 1о

ванного (единичного) нормального распределения (U), за которой лежит 61% площади под

кривой, равна 0,3836.

В отличие от других коэффициентов корреляции, /";," может принимать значения ниже -1 и

выше +1. В случае попадания значения в эти области делается вывод о некорректности

предположения о нормальном законе распределения Х или о распределении значений Х в

выборке с эксцессом значительно ниже нормального. Следует обратить внимание на то

обстоятельство, что при распределении переменных Х с эксцессом больше нормального

границы /"у, будут соответственно меньше пределов -1 и +1, что приведет к переоценке

степени связи. Это требует тщательной проверки свойств распределения при

использовании бисериального коэффициента корреляции.

При вычислении г и Гд" оперируют одинаковыми исходными данными, однако эти

коэффициенты не тождественны. Коэффициент Гр,, более строг при характеристике

степени связи между Х и У (bis> rpь Случаи, когда одна из переменных представлена в

дихотомической шкале, а другая - в порядковой, требуют применения коэффициента

рангово-бисе-риальной корреляции

=2-,

где Y, - средний ранг объектов, имеющих 1 по X; Уд - средний ранг объектов с 0 по X.

Пример вычислений приведен в табл. 11. Коэффициент г тесно связан с коэффициентом т

Кендалла. Особенно четко эта связь прослеживается при ана-

Таблица It Вычисление

рангово-бисериальной корреляции г д при сопоставлении результатов теста удевочек(1) и

мальчиков(О)

S я

\

g

X

1|

ё S

Вычисление

t-

Ё-

ад

Е;

а

Ё S-

S

sl

я

й>.

п.

S

1 0 1 =7,5; п=10

2 1 10 =4,2

30 2

2(7,5-4,2)

Ггь- 0,67

4 1 9

50 5

60 8

7 1 4

8 1 7

90 3

10 0 6

лизе корреляционной связи с помощью близкого к г коэффициента г" в случае

использования для его определения понятия совпадения и инверсии (см. Корреляция

ранговая):

г =p.-

рь П(,>1

где n.Q - число объектов с нулевой дихотомией; л; - число объектов с единичной

дихотомией; Р- сумма совпадений; Q - сумма инверсий.

При оценке значимости связи можно использовать критерий Стьюдента:

t=r

=2,5.

=0,67;

При количестве степеней свободы п = п - 2 = 8 tp = 2,306, при а = 0,05;

( > tp, следовательно, при а < 0,05 выявленная связь является статистически значимой.

КОР

КОРРЕЛЯЦИЯ КАЧЕСТВЕННЫХ ПРИЗНАКОВ - метод анализа связи переменных,

измеряемых в порядковых шкалах и шкалах наименований (см. Шкалы измерительные).

Наиболее часто такой корреляционный анализ проводят с помощью коэффициентов

корреляции ранговой, используемых в случаях, когда обе переменные измеряются в шка-

лах порядка или легко могут быть преобразованы в ранги. При измерении сравниваемых

переменных в шкалах наименований широко применяются коэффициенты сопряженности,

в которых в качестве промежуточной расчетной величины используется критерий согласия

Пирсона (см. Критерий X2). Наиболее часто в таких расчетах пользуются коэффициентом

сопряженности Пирсона:

Значение Р всегда положительно и измеряется от нуля до единицы. Особенностью

коэффициента сопряженности Пирсона является то, что максимальное его значение

всегда меньше +1 и в значительной степени зависит от количества наблюдений (размера

таблицы). В случае квадратной таблицы (k x k)

Так,в таблице размером (5 х 5) Р\ = = 0,894; в таблице (10 х 10) Р = 0,949. Поэтому

окончательной формой выражения связи между переменными с помощью коэффициента

Пирсона является его отношение к величине Рд для данного случая {Р/Р).

При расчете сопряженности находит применение также коэффициент Чупрова:

1-----у2-----

Т= , х

\n(t-\)(k-[)

где t - число столбцов таблицы, k - число строк таблицы.

В психологической диагностике описанные коэффициенты используются относительно

редко.

КОРРЕЛЯЦИЯ РАНГОВАЯ - метод корреляционного анализа, отражающий отношения

переменных, упорядоченных по возрастанию их значения. Наиболее часто К. р.

применяется для анализа связи между признаками, измеряемыми в порядковых шкалах

(см. Шкалы измерительные), а также как один из методов определения корреляции

качественных признаков. Достоинством коэффициентов К. р. является возможность их ис-

пользования независимо от характера распределения коррелирующих признаков.

В практике наиболее часто применяются такие ранговые меры связи, как коэффициенты К.

р. Спирмена и Кендалла. Первым этапом расчета коэффициентов К. р. является

ранжирование рядов переменных. Процедура ранжирования начинается с расположения

переменных по возрастанию их значений. Разным значениям присваиваются ранги,

обозначаемые натуральными числами. Если встречаются несколько равных по значению

переменных, им присваивается усредненный ранг(табл.12).

В табл. 13 приведены данные для расчета коэффициентов К. р. Во второй графе

представлены ранжированные показатели по первому из сравниваемых распределений

(оценка IQ, в третьей графе - соответствующие им данные теста зрительной памяти).

Коэффициент корреляции рангов Спирмена (/,) определяется из уравнения:

г,=1-

6Ы-

КОР

Таблица 12

Ранжирование распределения показателей теста (п = 18)

Тестов

ая

оценка

Порядковый номер

Ранг

20

1

1

17

2

2

16 16

;}3.5

3,5 3,5

15

5

5

14

6

7,5

14 14

7 8

7,5 7,5

14

9

7,5

12

10

10

10

11

11

9

12

12

7

13

14,5

7

14

13+16 ,,,

14,5

7

15

2 -145

14,5

7

16

14,5

5

17

17,0

3

18

18,0

Используя данные табл. 12, получаем:

-ir053

Коэффициент корреляции рангов Кендалла т определяется следующей формулой:

P-Q

-п(п-\)

где Р и Q рассчитываются по табл. 12. Так, в восьмой графе подсчитывается, начиная с

первого объекта X, сколько раз его ранг по У меньше, чем ранг объектов, расположенных

ниже. Соответственно в девятой графе (Sg) фиксируется, сколько раз ранг Y больше, чем

ранги, стоящие ниже его в столбце X. Подставляя эти данные в формулу,получаем:

т=

27-11

=0,36.

где ri, - разности между рангами каждой переменной из пар значений Х и У; n - число

сопоставляемых пар.

При сопоставлении приведенных коэффициентов оказывается, что коэффици-

Распределение /0-оценок и показателей теста зрительной памяти

Таблица 13

Номер

испыту

емого

/Q-

оценк

а (X)

Зрител

ьная

память

(Х)

РангЛ

"

Ранг

У

d

d2

Р

0

1

1,20

15

1

4

-3

9

5

2

2

1,00

15

2,5

4

-1,5

2,25

5

2

3

1,00

18

2,5

1

1,5

2,25

7

0

4

0,91

15

4,5

4

0,5

0,25

5

1

5

0,91

13

4,5

9

-4,5

20,25

0

3

6

0,90

13

6

9

-3

9

0

3

7

0,88

17

7

2

5

25

3

0

8

0,86

14

8

6,5

1,5

2,25

1

0

9

0,76

14

9

6,5

2,5

6,25

1

0

10

0,75

13

10

9

1

1

0

0

-

-

-

-

-

-

?=77,5;

S,=27;

S,=ll

145

кос ------------

ент т более информативен, чем г,, и рассчитывается проще. Поэтому на практике при

расчете К.. р. отдают предпочтение коэффициенту т.

КОСА КУБИКИ - невербальный тест интеллекта. Предложен К. Косом в 1920г.

Испытуемому предлагают составить фигуры из цветных кубиков по рисункам-образцам.

Тестовый материал состоит из шестнадцати кубиков с ребром 2,5 см, стороны которых

окрашены в красный, белый, желтый и синий цвета. Оставшиеся две противоположные

грани разделены по диагонали, причем одна окрашена в белый и красный цвета, а вторая

- в синий и желтый (см. Векслера интеллекта измерения шкалы, рис. 13). В набор вклю-

чены восемнадцать образцов фигур, первый из которых является тренировочным и

выполняется совместно с испытуемым. Цвета рисунков-образцов соответствуют цветам

кубиков, но размеры образцов вдвое меньше. Образцы размещены посередине картонной

карточки, имеющей размер 10 х 7,5 см.

Задания следуют в порядке возрастающей трудности,что обеспечивается пос-

ледовательной комбинацией следующих условий:

- фигуру можно построить только из одноцветных сторон кубиков;

- для построения фигуры следует использовать несколько двухцветных граней;

- фигуру можно сложить только из двухцветных сторон или из сочетания двухцветных и

одноцветных, причем на образце не обозначена граница между соседними кубиками;

- образец повернут на 45Ї, т. е. стоит на ребре;

- для составления фигур требуется использовать все большее количество кубиков;

146

- образцы постепенно становятся все менее симметричными;

- увеличивается количество цветов на образце;

- образец не ограничивается рамкой, так что на краях сливается с фоном. Образцы-

рисунки испытуемому предъявляются последовательно,тестирование прекращается после

пяти последовавших друг за другом неудачных решений. Успешность оценивается с

нескольких позиций. Самым важным показателем является время решения отдельных

заданий. В протоколе фиксируется и количество попыток при выполнении. Первичные

оценки по результатам выполнения заданий переводятся в показатель умственного

возраста. В более поздних модификациях оценки переводятся в IQ-показа-тели

стандартные. Данные дополняются качественным анализом поведения испытуемого.

К. к. принадлежат к часто применяемым тестам и широко используются как в оригинальной,

так и в сокращенных модификациях (см., напр., Векслера интеллекта измерения шкалы).

Ценность теста определяется особенностями деятельности испытуемого, которая

моделируется его заданиями. Испытуемый начинает выполнение задания с анализа

образца, путем сопоставления фрагментов образца с гранями кубиков. Затем

осуществляется генерализация выделяемого признака. Вслед за этим осуществляется

переход к синтезу - констатация соответствия между образцом и собранной из кубиков

фигурой. По мнению К. Коса, в ходе решения заданий задействуются все мыслительные

процессы.

Имеются сведения о валидности кон-структной К. к. Получена значимая корреляция с

Бине- Симона умственного развития шкалой (г =0,82 у нормальных детей и г = 0,67 у

слабоумных детей). Изучались связи показателей К. к. с

основными тестами интеллекта, в частности Станфорд-Бине умственного развития

шкалой (г =0,77), Равена прогрессивными матрицами (г= 0,81). Обращается внимание на

независимость друг от друга показателей К. к. и тестов арифметических способностей.

Наиболее широкое применение К.к. находят в клинической психодиагаостике (В. М.

Блейхер, И. В. Крук, 1986). По данным Л. Кошча (1976), тест весьма полезен при работе с

такими разнообразными контингентами испытуемых, как творческие личности с высоким

уровнем способностей и, с другой стороны, умственно отсталые лица; дети с минимальной

мозговой дисфункцией, нарушением концентрации внимания, нарушением про-

странственной ориентировки;дети,страдающие неврозами; дети с задержкой психического

развития, педагогически запущенные; больные юношеского и зрелого возраста,

страдающие шизофренией. Тест может использоваться и при анализе интеллектуального

потенциала здоровых лиц.

В отечественной психодиагкостике К. к. используются чаше всего в том виде, как они

представлены в соответствующем отдельно взятом субтесте Векслера интеллекта

измерения шкалы.

КОЭФФИЦИЕНТ АЛЬФА (а) - ста

тистический показатель, используемый при дисперсионном анализе. Предложен Л.

Кронбахом(1971). Наиболее часто применяется при оценке надежности теста. Уравнение

К. А. имеет следующий вид:

УТ-1

------------ коэ

дартных отклонений для отдельных заданий. В том случае, если в методике применяются

задания дихотомического типа (<да>-<нет>, <правильно>-<неправильно>), может быть

использована упрошенная формула:

где п - количество заданий теста, о,2- квадрат стандартного отклонения для всего теста,

"Еа2 - сумма квадратов стап-

п-\

где ZPQ=?a2 и Р-доля испытуемых, давших <ключевой> или правильный ответ, a Q = 1 -

Р. Дихотомический вариант К. А. является уравнением Кыодера-Ри-чардсона (см.

Надежность частей теста). Применение К. А. основано на моде-ля, предполагающей

наличие большой дисперсии (а стало быть, и дискримина-тивности заданий теста) скорее у

надежного, чем у ненадежного теста (см. Надежность факторно-дисперсионная). Таким

образом, если при факторном. анализе возвести в квадрат и просуммировать нагрузки

выявленных факторов, можно определить надежность, поскольку нагрузки факторов

представляют корреляцию теста с общими или специфическими факторами. Модель

надежности фак-торко-дисперсиокной близка к анализу надежности по внутренней согласо-

ванности..

Факторно-дисперсионный мьтод анализа надежности находится в сильной зависимости от

выбора переменных, з связи с которыми факторнзуется тест. Так. если сопоставлять тест

математических способностей с личностными или мотивй-ционньт-и переенчычи, то

оценка Надежности была бы неадекватной (практически не было бы общих факторов). С

другой стороны, если бы тест факторизчрс-вался совместно с тестами общих способностей

так, чтобы каж.тп iecT мог Harpy жать соответствующ;" ему факторы, метод надежности

фактйрно-дисперсиопнпй

ЕД7

КРИ ------------------

мог бы быть достаточно точным. Таким образом, эта модель подходит для оценки на-

дежности теста/факторная валидность которого известна или задана при разработке, а

также тестов, связанных с ограниченным числом общих факторов.

КРИТЕРИАЛЬНО-КЛЮЧЕВОЙ ПРИНЦИП - принцип конструирования тестов на основе

обнаружения (эмпирического) психологических признаков, позволяющих

дифференцировать релевантные критериальные группы от контрольных. Широко

используется для конструирования психодиагностических методик наряду с факторно-

аналитическим принципом. Примером методик, в которых реализован К.-к. п., являются

опросники эмпирические, такие как Минне-сотский многоаспектный личностный опросник,

<Бланк интересов> Стронга (см. Опросники интересов) и др.

Так, при разработке ММР1\\з первоначального банка утверждений в основные клинические

шкалы включались только те, которые хорошо дифференцировали испытуемых с тем или

иным клиническим диагнозом от контрольной группы здоровых людей (см.

Дискриминативность заданий теста}. В шкалы <Бланка интересов> Стронга вошли те

утверждения из первоначального набора, которые реально разделяли группы лиц.

являвшихся носителями определенных интересов. Иногда задания, объединенные общей

шкалой в силу эмпиричности конструирования, не имеют не только теоретического, но

даже интуитивного, гипотетического объяснения.

В тех случаях, когда необходимо дискриминировать группы,напр., в профотбо-ре, К.-к. п.

является достаточно эффективным.

В тестах, созданных в соответствии с К.-к. п., основное значение придается дис-

криминативности. Важен тот факт, что

44Й

тест является дискриминативным, а не причина, по которой это происходит. В связи с

использованием К.-к. п. конструирования тестов возникает ряд проблем, которые должен

решать разработчик. К их числу в первую очередь следует отнести трудности в отборе

критериальных групп. ММР1, например, разрабатывался, как указывалось выше, путем

сопоставления больных и здоровых, однако разработка шкалы шизофрении (S;.) или

паранойи (Р) с большим успехом могла бы опираться на сопоставление группы больных с

выраженными шизоидными или паранойяльными тенденциями с группой пациентов, у

которых отмечаются противоположные патологические особенности, но это практически

нереально. Комплектование критериальной группы больных опиралось на врачебный

диагноз, который разными специалистами может восприниматься по-разному. Сложность в

отборе <чистых> групп для сравнения ведет в конечном итоге к снижению надежности и

валид-ности теста. (См. также Контрастные группы.)

Другая проблема связана со значительными трудностями, а иногда и невозможностью

психологической интерпретации показателей тестов, созданных в соответствии с К.-к. п.

Наиболее вероятным является то, что одна критериальная группа отличается от

релевантной ей не одним, а несколькими (иногда многими) переменными. Полученные

шкалы являются, таким образом, не однозначными, а мультивариантными.

Следовательно, два идентичных показателя могут иметь различную интерпретацию, и не

существует определенного способа по виду показателя установить, что измеряет данная

шкала. Факт, что тест может дискриминировать группу Х от группы У, не говорит ничего о

природе переменной, измеряемой тестом, если только мы не располагаем

доказательством, что группы отличаются одна от другой лишь по одной переменной.

Результатам тестов, разработанных на основе К.-к. п., присуща известная специфичность,

что также является серьезным ограничением. Например, если такой тест используется для

отбора сборщиков электронной аппаратуры, он будет разрабатываться на основе

конкретного критерия, связанного с выполнением работы определенного характера. Если

содержание работы изменится, разработанный на основе неадекватных критериальных

признаков тест станет бесполезен. В противовес этому тесты, ориентированные на ба-

зовые способности, по-прежнему могут быть использованы.

Факторный тест, относительно <чистый> по исследуемым переменным и опирающийся на

теорию измеряемого конструкта, как можно ожидать, будет предпочтительней страдающих

эмпиричностью тестов, созданных в соответствии с К.-к. п. Однако разработка факторно-

аналитического теста является технически более сложной, трудоемкой задачей.

Не нужно противопоставлять К.-к. п. конструирования тестов факторно-аналитическому

принципу; следует помнить, что при подборе первичного банка заданий разработчики

исходят, как правило, из описания некоего свойства, конструкта, являющегося объектом

измерения. С Другой стороны, разработанный по К.-к. п. тест в последующем может пройти

процедуру факторизации.

<Эмпиричность> таких тестов в значительной степени сглаживается и последующей

процедурой определения валиднос-ти конструктной.

Для методик, созданных в соответствии с К.-к. п., наибольшее значение имеют

эмпирические модели определения надежности (см. Надежность ретестовая, Надежность

параллельных форм. Надежность частей теста).

----------------- КРИ

КРИТЕРИЙ V- (критерий согласия Пирсона) - характеристика распределения,

используемая для проверки статистических гипотез. Под статистическим критерием

подразумевается правило, обеспечивающее с определенной вероятностью принятие

истинной или отклонение ложной гипотезы. В качестве критериев в математической

статистике применяют определенные случайные величины, являющиеся функциями

изучаемых случайных величин и чисел степеней свободы..

Одним из наиболее часто применяемых является К. X2, представляющий собой сумму

квадратов отклонений эмпирических частот (р) от теоретических или ожидаемых (р),

отнесенную к теоретическим частотам:

<-?

(P-PY Р

При полном совпадении эмпирических и ожидаемых частот S (р - р) = 0. При несовпадении

производится сравнение эмпирической величины X2 с его критическим значением,

определенным по таблицам (см. Приложение III, табл. 3). Нулевая гипотеза, которая

предполагает, что расхождение между эмпирическими частотами и математическим

ожиданием носит случайный характер и между вычисленными и эмпирическими частотами

разницы нет, опровергается, если X2 > X2 для принятого уровня значимости (а) и числа

степеней свободы (df). В качестве примера проанализируем с помощью К. X2

распределение частот выбора ответа на закрытый пункт теста (см. Задачи закрытого типа).

Предлагаемые варианты неправильных ответов должны быть примерно равновероятны.

При обследовании 100 человек, отвечающих на проверяемый пункт неверно, результаты

распределились следующим образом (табл. 14).

149

КРИ

Таблица 14

Распределение ошибочных ответов на репертуар закрытого задания теста у 100

обследованных

Показатель

Выбор ответа

а

Ь

с

d

е

Частота в опыте (р) 22 18 29 21 10

Ожидаемая частота при равновероятном

выборе (р) 20 20 20 20 20 Отклонение-/?) 4 4 81 1 100

190

Вычисление -/. =--=9,5.

Степень свободы для данного случая df = п - 1 = 4 (где п - число вариантов ответа). По

табл. 3 Приложения III для а = 0,01 и df = 4 находим X" = 3,28. Полученное значение X2 =

9,5 меньше табличного. Следовательно, при решении задачи может быть принята гипотеза

о примерно равновероятном распределении выбора ответов а, Ь, с, d, е. При повторных

случайных выборках вероятность ложного вывода составит 1%.

В качестве другого примера рассмотрим проверку нормальности распределения тестовых

оценок (см. Оценка типа распределения). Исходные данные приведены в табл.15,16,

Число степеней свободы определяется в данном случае исходя из свойств нормального

распределения df = k - 3 (ограничения свободы вариации ~х , S,, п). В результате

объединения частот в крайних классах (см. ниже) число классов сократилось с 9 до 7.

тогда df = 4. По таблице критических значений X2 для а = 0,05 находим X2 = 9,49, X2 < X2

следовательно, распределение тестовых оценок идет по нормальному закону,

расхождения между эмпирическим и нормальным распределением случайны и

несущественны.

Как видно из данного примера, для проверки гипотезы о законе распределе-

150

Таблица 15

Распределение частот первичных оценок по тесту

Чзстотз

к

я

3:

? а

1 ?

ЗГ

И

|i

С у -

s

3:

t- СС

OJ та

CL. it:

,-,

о u

п.

о.

0.

1

0.

С.

о

Е cu

Q. ffi г

s--

ш г О.

h- У \-

0-

0.

11 3 1,61 g 0,4 0,16 0,C

31

12 9 10.0J

13 31 34,3 3,3 10,89 0,3

52

14 71 67,8 3,2 10,24 0,15

15 82 77,6 4,4 19,36 0,25

16 46 51,2 5,2 27,04 0,53

17 19 19,5 0,5 0,25 0,0

1

18 51 4,41 1,0 1,0 0,2 19 1J 0,6

0

- ?p=267 Zp=267 - - x2 =

1,

47

Таблица 16 Расчет теоретических частот, соответствующих нормальному распределению

первичных тестовых оце-

та

t"

0: Я

/-

Теорет

ичес

( Q

CU s3

кая

частот

а

?

а:

3:

7

S TO

0. !-

.lj- X

x,-x

f(z)

р = /(г)

х

ГЦ

Si

у

I2

б

?

S,

11 3 -3,74 -2,77 0,0086 1,6

12 9 -2,74 -2,03 0,0508 10,0

13 31 -1,74 -1,29 0,1736 34,3

14 71 -0,74 -0,55 0,3429 67,8

15 82 0,26 0,19 0,3918 77,6

16 46 1,26 0,93 0,2589 51,2

17 19 2,26 1,67 0,0989 19,5

18 5 3,26 2,41 0,0219 4,4

19 1 4,26 3,15 0,0028 0,6

- ?p=267 - - - ?p=267

ния необходимо сопоставить эмпирические и расчетные теоретические частоты.

Последние рассчитываются на основании эмпирических данных по формулам, опи-

сывающим тот или иной закон распределения вероятностей. Так, для проверки

нормальности распределения теоретические частоты рассчитываются по формуле:

п- с/- \ P=--f(z),

"х

где р - теоретически вычисленные или ожидаемые частоты эмпирического ряда, /(г) -

значение функции нормированного отклонения (см. Нормальное распределение,

Стандартизация, Оценки школьные), п - общее число наблюдений, А - величина

классового интервала или промежуток между соседними классами эмпирического ряда, S

- среднее квадратичное отклонение эмпирического ряда.

Для приведенного выше примера расчет сводится к нормированию эмпирического ряда,

т.е. отнесению отклонений х, от средней ~х к величине S,. Затем по табл. 1 (Приложение

III) определяются значения ординаты нормальной кривой

f{z) для каждого г =

х, - х

Значения

х = 14,74; S, = 1,35; I-=267 --"198.

Sx J> Пример расчета приведен в табл. 16.

К. X2 можно использовать для сравнения эмпирических рядов с частотами, рас-

пределенными по одним и тем же классам. В этом случае применяется формула:

i Yipa-p,)2

у! ?,+?;>

е п; и п - объемы сравниваемых выбо-РОК, р\\ р - частоты первого и второго рядов.

Нулевая гипотеза сводится к тому, что сравниваемые выборки взяты из одной и той же

совокупности генеральной и, следовательно, несовпадение между частотами р, и р2 носит

случайный характер.

----------------- КРО

К. X2 обычно используется для проверки гипотез о соответствии (согласии) эмпирического

распределения теоретическому (см. приведенные выше примеры);

при проверке гипотез о статистической независимости признаков (при Х>Х2 предложение

об отсутствии связи между признаками отвергается). Теснота связи может быть рассчитана

с помощью коэффициента сопряженности Пирсона (см. Корреляция качественных

признаков), при подтверждении гипотезы об однородности распределения признаков в

разных совокупностях (в этом случае нулевая гипотеза формулируется как предположение

о сходстве распределения признака в двух совокупностях генеральных,из которых взяты

независимые выборки объемами п и Пд):

1 (x_x\

т "fe

1"=П,

,+-,

Преимуществами К. X2 являются применимость его для различных распределений

дискретных и непрерывных признаков, необязательность предварительных сведений о

законе распределения изучаемой переменной. При использовании К. X2 следует учитывать

такие ограничения:

- сравниваемые выборки должны быть получены из независимых наблюдений;

- минимальное значение эмпирической частоты не должно быть менее 10, теоретической

- менее 5. Если это требование не выполняется, необходимо увеличить объем выборки

или объединить интервалы группировки, суммируя их частоты (см. выше пример сравнения

эмпирического и нормального распределения).

КРОУНА-МАРЛОУ СОЦИАЛЬНОЙ ЖЕЛАТЕЛЬНОСТИ ШКАЛА (Crow ne-Marlowe Social

Desirability Scale, CM SDS) - опросник личностный. Разрабо-

151

КРУ ------------------

тан Д. Кроуном и Д. Марлоу в 1960 г. для диагностики мотивации одобрения.

К.-М. с. ж. ш. состоит из 33 утверждений (18 социально одобряемых и 15 социально

неодобряемых образцов поведения), с каждым из которых испытуемый должен выразить

согласие или несогласие. Примеры утверждений (из русскоязычного варианта):

1. Я внимательно читаю каждый документ, прежде чем его подписать;

7. Иногда я люблю позлословить об отсутствующих;

17. Были случаи, когда я завидовал удаче других.

Каждый ответ, совпадающий с ключом, оценивается в 1 балл. Итоговый показатель

мотивации одобрения получают суммированием всех баллов. Этот показатель

характеризует мотивационную структуру субъекта и, в частности, степень его зависимости

от благоприятных оценок со стороны других людей, его ранимость и чувствительность к

средовым и межличностным влияниям. Иными словами, шкала позволяет получить

косвенную меру потребности человека в одобрении со стороны других людей.

Авторы шкалы руководствовались стремлением разработать инструмент, свободный от

известной фиксированнос-ти на патологических симптомах, что в той или иной степени

присуще ранее созданным шкалам (см. Шкалы контрольные). Кроме того, была поставлена

задача дифференциации содержания утверждений от влияния собственно мотивов.

Имеются данные о достаточно высокой валидности и надежности К.-М. с. ж. ш.

В СНГ известен русскоязычный сокращенный вариант шкалы (20 утверждений),

стандартизированный на выборке более 800 человек с последующей проверкой

валидности и надежности (Ю. Л. Ха-нин, 1974, 1976). Шкала применяется:

при исследовании мотивации одобрения;

для контроля за степенью установочного поведения и склонностью к соответствующим

искажениям ответов в тестах (см. Установки на ответ); при изучении предпочтительных

средовых и межличностных влияний.

КРУГОЗОРА И ИНФОРМИРОВАННОСТИ ТЕСТ - вербальный тест интеллекта,

предназначенный для оценки общей осведомленности детей. Разработан И. Йирасеком в

1953 г.

Материал теста состоит из 40 вопросов, расположенных в порядке возрастания трудности.

В зависимости от полноты ответа выставляется оценка 2, 1 или О баллов. Первичные

баллы с помощью таблиц переводятся в показатели IQ для возрастных групп от 8 до 13,6

года.

Автор приводит следующие данные о психометрических свойствах теста:

- валидность конструктная, определенная корреляцией со Станфорд- Бине шкалой

умственного развития, имеет значение г = 0,76.

- надежность частей теста г = 0,96,

- показатель внутренней согласованности г =0,67.

- валидность содержательная обеспечена отбором тестовых заданий из первоначального

состава в 60 вопросов.

Тест может найти применение в школьной и клинической психодиагностике как

скрининговая методика (см. Отсеивание).

Данных об использовании в СНГ не имеется.

КУДЛИЧКОВОЙ ЛИЧНОСТНЫЙ ОПРОСНИК (КУД) - опросник личностный. Разработан Е.

Кудличковой в 1964г.

Опросник содержит 80 вопросов, на которые испытуемые могут отвечать:

<согласен>, <не знаю>, <не согласен>. Применим для взрослой популяции без ограничения

возраста, допускает как индивидуальное, так и групповое обследование. На основании

оценки первичной испытуемых размещают на девятибалльной шкале станайнов (см.

Оценки школьные).

Диагностика опирается на анализ пяти биполярных факторов личности: устойчивость-

лабильность, активность-пассивность, доминантность-подчиненность,

рациональность-чувствительность, экстра-интроверсия. Перечисленные факторы, по

мнению автора, включают следующие свойства (в скобках приведены примеры вопросов,

диагностирующих соответствующие факторы):

- Активность: быстрота реакций, решительность, динамичность (Бывает, что я никак не

могу принять какое-то решение и упускаю возможность сделать что-либо своевременно).

Пассивность: медлительность, нерешительность, отсутствие напористости (Чаще всего я

стараюсь действовать так, чтобы <не напороться на какие-либо неприятности>).

- Лабильность: возбудимость, неуравновешенность, беспокойство, импульсивность

(Обычно я ничего не планирую, действую по настроению в данный момент).

- Стабильность: уравновешенность, рассудительность, владение собой, постоянство (Я

сохраняю спокойствие даже тогда, когда другие люди теряют самообладание).

- Доминантность: властность, самоуверенность, авторитарность, агрессивность (С

удовольствием выступаю в роли организатора).

- Подчиненность: несамостоятельность, покорность, терпимость(В коллективе, компании

других людей я легко поддаюсь уговорам, проявляю покладистость).

------------------- КУД

- Рациональность: рефлексивность, объективность, рассудительность (Я высказываю

свои мысли, тщательно подумав, стремлюсь выразить их как можно точнее).

- Чувствительность: богатое воображение, интуиция, непосредственность, субъективизм

(Я обычно придаю важное значение внешнему виду и одежде людей - обращаю

внимание, одеты ли они по моде, смотрю на качество ткани).

- Экстраверсия: кооперативность, общительность, открытость, социабель-ность,

разговорчивость (Я был бы очень огорчен, если бы длительное время не мог встречаться

со своими знакомыми, друзьями).

- Интроверсия: замкнутость, сдержанность, внешняя холодность (Чтение книг доставляет

мне больше удовольствия, чем встречи и беседы со знакомыми и приятелями).

В процессе психометрической разработки опросника особое внимание уделялось

валидности содержательной утверждений. Устанавливалась внутренняя согласованность,

а также дискрими-нативность отдельных утверждений. В окончательную версию К. л. о.

были включены только те утверждения, которые соответствовали статистическим кри-

териям, однако точные данные в руководстве не приведены. Имеются сведения о

надежности ретестовой (г, = 0,80 -

- 0,96). Нормы в станайнах разработаны автором для ограниченного контингента

испытуемых (студентов, аспирантов вузов, женщин и мужчин, занимающих руководящие

должности, рабочих отдельных специальностей, работников здравоохранения).

Допускается как индивидуальное, так и групповое обследование.

Опросник рекомендуется для диагностики личности, однако примитивность

стандартизации, условность норм, от-

152

153

КУК -------------------

сутствие сведений о валидности конст-руктной и валидности критериальной делают его

скорее" средством для получе-.ния ориентировочной, предварительной информации.

Сведений об использовании в СНГ нет.

КУКОЛ ТЕСТ (Puppetry Test) - проективная методика исследования личности,

разрабатывалась А. Вольтманом (1951), М. Гауорт (1957) и другими психологами. Ранее

процедуры, близкие К. т., использовались психоаналитически ориентированными

исследователями как терапевтическая техника для детей в возрасте до 10 лет (М.

Рамберт, 1938).

Стимульный материал методики представлен куклами, число которых у разных авторов не

совпадает. Ребенка просят разыграть с куклами различные сцены, напр. соперничество с

братом, сестрой или ситуации с участием отца, матери, других близких. Иногда детям

предлагают поставить кукольное представление. Такая организация исследования под

руководством экспериментатора-режиссера сближает К. т. с психодрамой. Процедура

обследования не стандартизована. Отсутствует система оценки полученных данных, не

разработана схема интерпретации. Упор делается на интуицию исследователя. Попытки

стандартизации К. т. предприняты М. Гауорт, создавшей фильм - кукольное

представление, однако данные о валидности и надежности теста отсутствуют.

Сведений об использовании в СНГ не имеется.

КУЛЬТУРНО-СВОБОДНЫЙ ИНТЕЛЛЕКТА ТЕСТ (Culture-Fair Intelligence Test, CFIT) - тест

интеллекта. Предназначен для измерения уровня интеллектуального развития, независи-

мого от влияния факторов окружающей среды (культуры, образования и т. д.),

т. н. <чистого> интеллекта. Опубликован Р. Кэттеллом в 1958 г. Имеется три варианта

теста: а) для детей 4-8 лет и умственно отсталых взрослых; б) для детей 8-12 лет и

взрослых, не имеющих высшего образования (две параллельные формы А и В}; в) для

учащихся старших классов, студентов и взрослых с высшим образованием (две

параллельные формы А и В).

Первый вариант теста состоит из восьми субтестов, четыре из которых рассматриваются

автором в качестве <свободных от влияния культуры>: 1) <подстановка>;

2) <классификация>; 3) <выбор называемых предметов>; 4) <лабиринты>; 5) <картинки с

недостающими деталями>; 6) <выполнение указаний>; 7) <загадки>;

8) <определение сходства>. Время решения всех заданий - 22 мин.

Второй и третий варианты К.-с. и. т. состоят из четырех субтестов и отличаются лишь

уровнем трудности(рис.34): <Серии> - распознание и продолжение закономерных

изменений в рядах фигур;

<Классификация> - определение общих черт, особенностей фигур; <Матрицы> -

дополнения к комплектам фигур; <Условия> - перестановка фигур, первоначально

расположенных в определенном порядке (требуется отметить точкой один из данных на

выбор рисунков с соблюдением условий, заданных по образцу). Время, отводимое на

решение всех заданий, - 12,5 мин. К.-с. и. т. представляет собой тест скорости, но может

быть использован и без ограничения времени выполнения. Исходные оценки по второму и

третьему вариантам теста с помощью таблиц преобразуются в процентили (см. Оценки

школьные) и IQ- показатель стандартный с ст = 16. Первый вариант обрабатывается

только посредством относительного IQ (см. Интеллекта коэффициент).

Р. Кэттелл исходит из того, что издание теста для измерения общих способно-

Тест1. <Серии>

Выбрать недостающий квадрат:

Тест 2. <Классификация>

Выделить не относящийся к ряду элемент:

Тест 3. <Матрицы>

Найти элемент, завершающий данную матрицу:

Ml

И

D

0

0

и

c

ВЗ

Тест 4.<Условия>

Отметить точкой один из данных на выбор рисунков так, чтобы соблюсти условие,

заданное в образце:

Рис. 34. Образцы заданий из субтеста Культурно-свободного интеллекта теста

стей, очищенных от <наслоений культуры>, возможно прежде всего на основе

перцептивных заданий, в которых интеллект проявляется через восприятие.

По мнению Р. Кэттелла, данные, полученные с помощью К.-с. и. т. в различных культурных

группах, вполне сопоставимы между собой. (Критику концепции <чистого> интеллекта см. в

статье Тесты интеллекта}.

Стандартизация К.-с. и. т. не завершена. Коэффициент надежности методом расщепления

теста (см. Надежность частей теста) составляет 0,70-0,92. Валидность изучалась путем

корреляции с Результатами других тестов интеллекта. По данным Р. Кэттелла, показатель

коррекции К.-с. и. т. со Станфорд-Бине ум-

--------------- Q-КЛ

ственного развития шкалой равен 0,56. Некоторые из субтестов первого варианта требуют

исключительно индивидуального предъявления, другие варианты могут использоваться как

при индивидуальном, так и при групповом тестировании.

Сведений об использовании в СНГ не имеется.

0-КЛАССИФИКАЦИЯ (Q-sort) - методика исследования представления о своем <Я> и об

окружающих людях. Предложена В. Стефенсоном в 1953 г.

Выполнение заданий Q-к. состоит в сортировке карточек с названиями свойств или

особенностей личности на группы в зависимости от близости данного свойства характеру и

образцам поведения обследуемого. Карточки делятся на заданное количество групп от

<наиболее характерных> к <наименее характерным> для испытуемого свойствам.

Обследуемый должен в каждой группе разместить определенное их число. Количество кар-

точек в группе определяется значениями нормального распределения для выбранного

числа групп и его общего количества. Так, при количестве карточек, равном 100,

количестве групп - 6, распределение карточек по группам может выглядеть следующим

образом:

Наименее

характерное

свойство

3 15 32 31 15 3

Наиболее характерное свойство

Наиболее удобно разделение карточек на 9 групп. При этом для определения числа

карточек в каждой из групп можно воспользоваться шкалой станайнов (см. Оценки

школьные).

По характеру выполнения 0-к. относится к методикам вынужденного выбора.

Выраженность личностных свойств здесь измеряется не в абсолютных показателях (напр.,

отношение к результату норматив-

154

Q-КЛ --_______________

ной выборки), а относительно выраженности других свойств испытуемого.

После выполнения основного задания Q-к. испытуемому можно предложить выполнить

аналогичную сортировку применительно к другим людям (отцу, матери, жене и т. д.).

Существует вариант выполнения задания по отношению к себе или другим людям в

различных ситуациях (дома, на работе, в общении и т. д.). Можно получить сведения

относительно представления о себе в аспекте <идеального Я>, <реального Я>,

<социального Я> (т.е. такого, каким видят испытуемого окружающие) (см. Семантический

дифференциал).

При изучении валидности проективных методик Q-к. может с успехом

применяться как для получения критерия (см. Валидность критериальная, Вали-дизации

критерий}, так и сопоставимых с ним оценок теста. По мнению А. Анас-тази (1982), Q-к.

можно использовать последовательно на разных стадиях психотерапии для констатации

изменений в психическом состоянии. При эффективном терапевтическом воздействии

представление о себе меняется в сторону более благоприятных оценок и приближается к

идеальному <Я>. Методика Q-к. может найти применение в самых различных областях

психологической диагностики. Принцип Q-к. может быть реализован при работе

испытуемого с различными объектами и использован для широкого круга тестовых

методик.

Л

ЛАЙКЕРТА ШКАЛЫ - разновидность опросников установок (аттитюдов). Названы по

имени автора - Р. Лайкерта, предложившего их в 1932 г. Л. ш. состоят из набора

утверждений с 5- или 7-балльными рейтинговыми шкалами оценивания (по степени

согласия испытуемого с предложенным ему утверждением). При конструировании Л. ш., в

отличие от Терсто-уна шкал, утверждения отбираются на основании оценки их корреляции

с общим результатом (см. Внутренняя согласованность). Валидизация Л. ш. осуществ-

ляется по принципу сопоставления результатов в критериальных группах (см. Валидность

критериальная). При оценивании результатов индивидуальные показатели сопоставляются

с нормативными (см. Нормативное оценивание). Как и терстоуновские шкалы, Л. ш.

относятся к числу наиболее распространенных методик диагностики аттитюдов.

Преимущество Л. щ., сравнительно с терстоуновс-кими, - независимость от экспертных

заключений при их конструировании.

ЛАТЕНТНЫЙ АНАЛИЗ (лат. latens, latentis - скрытый, невидимый) - совокупность

аналитико-статистических процедур выявления скрытых переменных

(признаков), а также внутренней структуры связей между ними.

В понятие Л. а. в широком смысле можно включить всю совокупность методов,

позволяющих в той или иной мере путем преобразований, специальной обработки

информации о внешнем проявлении признака обнаружить внутренние, латентные

закономерности. Сюда можно включить аналитические процедуры контент-анализа,

анализа психосемантики значений (см. Семантический дифференциал) и др.

Специальными методами Л. а. являются факторный анализ, дисперсионный анализ,

регрессионный анализ и другие виды многомерного статистического анализа,

осуществление которых содействует выявлению скрытых переменных, характеристик

внутренней структуры исследуемых объектов.

ЛЖИ ДЕТЕКТОР (ПОЛИГРАФ) -

прибор, предназначенный для регистрации физиологических реакций человека с целью

обнаружения их изменений, связываемых с неискренностью, лживостью обследуемого.

Феномен изменения деятельности потовых желез, частоты дыхания и уровня

артериального давления при состоянии

157

ЛИР

ЛИР

напряжения, вызванного необходимостью лгать, известен давно. Впервые начал измерять

давление- крови у подозреваемых во время допроса Ч. Ломброзо в конце XIX века. В 20-х

гг. нашего века Д. Килер успешно применяет устройство для регистрации

дыхания,артериального давления и электрической активности КОЖУ, при полицейских

расследованиях в Беркли (Калифорния) и организовывает производство первых поли.-

рзфоз.

Несмотря на последующее активное совершенствование Л. д.,вплотьдо современных

компьютеризированных моделей, следует учитывать, что ни один комплекс

физиологических реакций нельзя достаточно уверенно связывать с сознательной ложью.

Обычно исследователи ищут признаки симпатикоподобной активации,такие как

неритмичное дыхание, подъем артериального давления, иногда - реакция кожной

проводимости (кожно-гальвани-ческая реакция, КГР). Опыт и интуиция исследователя

играют значительную, а иногда и основную роль в постановке окончательного <диагноза>.

В известной степени процедура обследования с помощью Л. д. сходна с проективной (см.

Проективные методики). Отсутствуют стандарты профессиональной квалификации лиц,

использующих полиграф с целью установления искренности обследуемых. Множество

работ, посвященных изучению эффективности Л.д., противоречивы, тем не менее обычно

указывают на успешность применения в 75-80% случаев. В теоретическом плане

детектация лжи физиологическими методами не выдерживает критики, поскольку речь

идет о де-тектации эмоций или активации. Не решены этические вопросы, связанные с

применением Л. д., их использование запрещено законодательством многих стран (см.

также Психодиагностика честности).

Сведений об использовании в СНГ нет.

ЛИРИ ИНТЕРПЕРСОНАЛЬНЫЙ ДИАГНОЗ (Leary Interpersonal Diagnosis) - опросник

личностный. Разработан Т. Лири в 1 957 г. и направлен на диагностику межличностных

отношений и свойств личности, существенных при взаимодействии с другими людьми.

Задача испытуемого при работе с опросником состоит в соотнесении каждой из 128

лаконичных характеристик с оценкой своего <Я>. Каждая из эпитетов-характеристик имеет

порядковый номер. Характеристики могут размещаться на карточках с последующей

сортировкой либо в тестовой тетради с фиксацией ответа (<да> либо <нет>) на отдельном

бланке. Примеры характеристик:

Итак,какой вы человек?

1. Умеет нравиться.

2. Производит впечатление на других.

3. Умеет распоряжаться, приказывать.

127. Заботится о других в ущерб себе.

128. Портит людей чрезмерной добротой.

Для проведения обследования обычно требуется не более 10-15 мин.

Согласно <ключу> определяются оценки первичные по 16 характеристикам, формирующим

8 октантов т. н. дискограм-мы (рис. 35), отражающих тот или иной вариант межличностных

отношений:

1. Властный-лидирующий

2. Независимый-доминирующий

3. Прямолинейный-агрессивный

4. Недоверчивый-скептический

5. Покорный-застенчивый

6. Зависимый-послушный

7. Сотрудничающий-конвенциальный

8. Ответственный-великодушный.

Количественные показатели (баллы, по числу совпадений с ключом) откладываются на

соотьетствующей номеру октанта координате, каждая из которых размечена дугами.

Расстояние между дугами кратно четырем (0, 4, 8, 12, 16). На уровнях, соответствующих

полученным бал-

5 5

Рис. 35. Профили личности (дискограммы) по методике Т. Лири

лам, в каждом октанте проводится дуга. Отделенная внутренняя часть октанта

заштриховывается. Полученные оценки профильные наглядно показывают преоб-

ладающий стиль межличностных отношений. Показатели, не выходящие за уровень 8

баллов, соответствуют <гармоническим личностям>. Более высокие показатели

соответствуют акцентуации определенных поведенческих стереотипов. Оценки,

достигающие уровня 14-16 баллов, свидетельствуют о трудности социальной адаптации.

Низкие показатели по всем октантам (0-3 балла) могут быть результатом скрытности или

неоткровенности испытуемого. Если в дискограмме отсутствуют октанты, закрашенные

выше Уровня 4 баллов, данные обследования считаются сомнительными. Предполагается,

что испытуемые не проявили должной откровенности.

Первые четыре типа межличностного поведения, соответствующие 1-IV октанам,

характеризуются преобладанием не-<онформных тенденций и склонностью к нфликтам

(III и IV), выраженной неза-симостью мнений, упорством, тенден-ей к лидерству (I и II).

Другие четыре Їктанта (V-VIII) представляют противоположную тенденцию. У лиц с

высокими показателями по ним преобладают конформистские установки, покладистость

(VII и VIII), неуверенность, склонность к компромиссам (V и VI).

Интерпретация данных должна опираться главным образом не на абсолютные величины

приведенных показателей, а на совокупность их взаимоотношений. Дополнительно к

анализу дискограммы могут быть рассчитаны <фактор доминан-тности> (V) и <фактор

доброжелательности> (G) по приведенным ниже формулам:

V= I - V +0,7 (II + III - VI - IV);

G = VII - III + 0,7 (VIII + VI - IV - II).

При разработке методики автор исходил из концепции Г. Салливена (1953). Теоретический

подход Г. Салливена к пониманию личности исходит из определяющего значения оценок и

мнений значимых для данного индивида окружающих, под влиянием которых и происходит

его персонификация,т. е. формирование личности. В процессе взаимодействия с окру-

жением личность проявляется стилем межличностного поведения. Реализуя потребность в

общении и в осуществлении своих желаний, человек сообразует свое

158

159

ЛИР

лиц

поведение с оценками значимых других на уровне осознанного самоконтроля, а также

неосознанной символической идентификации.

Основываясь на том, что личность проявляется в поведении в процессе взаимодействия с

окружающими, Т. Лири систематизировал эмпирические наблюдения в виде восьми общих

или 16 более конкретизированных вариантов межличностного взаимодействия.

Соответственно классификации вариантов межличностного поведения был разработан

опросник, задуманный как средство клинической диагностики. Конструирование опросника

происходило на основе сопоставления контрастных, как бы заостренных, моделей стиля

межличностного поведения.

Т. Лири выделяет пять уровней исследования интерперсонального поведения личности.

Особенно значимыми с его точки зрения являются 1, 2 и 5. Уровень 1 содержит

наблюдаемое поведение людей, т. е. поведение,диагностируемое на основании оценок

других людей. Уровень 2 связан с оценкой собственного поведения или же с оценкой

близких людей - отца, матери, супруга и т. д. Уровень 5 отражает моральные

представления индивида, его идеальное <Я>. Соответственно этим уровням можно

видоизменять инструкцию и оценивать соответственно себя, других, моделировать

собственный идеал.

Л. и.д. проходил проверку на ва-лидностъ конструктную путем сопоставления с данными

обследования по Миннесотскому многоаспектному личностному опроснику. Была

установлена достоверная связь между типами интерперсонального поведения,

выделенными Т. Лири, и некоторыми клинически определенными состояниями,

проявляющимися аналогичными поведенческими характеристиками, отраженными и в

профилях MMPI. Имеются данные о наличии связи факторов Л. и. д. с некоторыми показа-

телями <Шестнадцати личностных факторов> опросника. Исследование факторной

валидности (см. Валидносгпь конструктная) показало, что исследуемые Л. и. д. показатели

связаны с двумя биполярными факторами: <доминант- -ность-подчиненность> и

<дружествен- j ность-враждебность>. Это привело к ;

заключению о зависимости стилей интер- , персонального поведения от указанных |

факторов. Комбинация этих факторов в | наибольшей степени определяет вид дне-1

кограммы, разделенной на квадранты вер- | тикальным вектором (доминантность-|

подчиненность) и горизонтальным векто- J ром (дружественность-враждебность).

Надежность ретестовая (интервал | ретеста - 10 дней) колеблется по отдель-1 ным

показателям от 0,63 до 0,81. Коэффи-1 циенты внутренней согласованности для

факторов, полученных в ходе исследо-j вания при установке испытуемому дать| оценку

собственного <Я>, имеют значения | от 0,35 до 0,72, а в случае моделирования;! идеала

<Я> - от 0,16 до 0,66. |

Л. и. д. получил широкое распростра-| нение, переведен на многие языки. |

В 1990 г. вышло руководство к русско-j язычной версии Л. и. д. (Л. Н. Собчик).| В ходе

подготовки этой версии был не| только накоплен значительный опыт при-| менения

методики, но и существенно пе-j реосмыслена теоретическая концепция., Феноменология

метода была рассмотрена | с позиций индивидуально-типологиче- j ского подхода.

Опираясь на положение | С. Л. Рубинштейна о врожденных индиви-| дуальных свойствах,

опосредующих усва-1 иваемый социальный опыт, а также на>| принцип единства

социальных и биологи-з ческих факторов в формировании личное-j ти, Л. Н. Собчик

предлагает рассматривать типологию устойчивых личностных свойств как интеграцию

ведущих тенден-, ций, связанных с эмоционально-динаМИ-j ческими паттернами,

уходящими корняМИ|

в тип высшей нервной деятельности, с индивидуально-личностными свойствами,

придающими специфику стилю переживаний, межличностному поведению, мотивации.

Первые отчечественные публикации по применению Л. и. д. и ее модификации относятся к

1972 г. Были проведены исследования в спортивных командах (Л. Н. Собчик, 1972, 1974), в

психотерапевтических группах у больных с пограничными нервно-психическими расстрой-

ствами (Л. Н. Собчик и соавт., 1975), супружеских пар (Г. С. Васильченко, Ю. А. Ре-шетняк,

1972, 1979). Методика получила широкое применение в сфере изучения отношения

больных к стилю психотерапевтического воздействия врача (Л. И. Вас-серман, В. В.

Богаров, В. А. Ташлыков, 1985), при исследовании взаимоотношений в производственных и

студенческих группах (М. С. Малешкина, 1986).

<ЛИЦА И ЭМОЦИИ> (<Faces and Feelings>) - проективная методика, предназначенная

для диагностики самоуважения у детей дошкольного и младшего школьного возраста.

Методика опубликована А. Джахез и Н. Манши в 1990 г. Ребенку предлагают 4 задания:

1) Нарисовать 6 персонажей, наиболее важных для ребенка: мать, отца, учителя, друга,

какого-либо другого знакомого (человека, животного и др.) и, наконец, также семью в

целом.

2) Нарисовать 6 ситуаций, наиболее важных в жизни ребенка: дом, школа,

каникулы,свободное время,урок математики, чтение.

3) Заполнить 3 окружности изображениями 3-х лиц (одно лицо в одной окружности),

выражающих, по мнению испытуемого, радостные, грустные и нейтральные эмоции.

4) Указать, какое из 3-х лиц с разными эмоциями больше всего соответствует каждому из

12 рисунков (задания 1-2) как наиболее точно отражающее эмоции, которые ребенок

обычно испытывает в той или иной ситуации, в присутствии того или иного человека. С

помощью методики выявляются источники самоуважения у детей: значимые другие люди и

значимые ситуации. Список людей и ситуаций, задаваемый исследователем, был

составлен в процессе пилотажного исследования при определении наиболее типичных

значимых людей и ситуаций для детей изучаемого возраста.

Авторы подчеркивают, что методика <Л. и э.> обладает высокой степенью проективности.

Рисунок ребенка является его собственной интерпретацией понятия конкретного значимого

другого или конкретной значимой ситуации, в отличие от других методик, в которых модель

заранее подготовлена взрослым. Ребенку не нужно объяснять значение рисунков теста: он

<присваивает> рисунок в процессе рисования. Для ребенка изображение матери на листе

бумаги представляет его собственную мать. В отличие от других рисуночных методик, в

которых предусматривается изображение человека (см. Гуди-наф <Нарисуй человека>

тест), в <Л. и э.> человеческие фигуры сами по себе не являются предметом анализа.

Скорее они повышают валидность содержательную теста.

Теоретической основой <Л. и э.> являются работы, указывающие на сложность процесса

формирования самоуважения и многофакторность его природы. Это работы К. Кули (1912),

Р. Вили, Р. Шавельсо-на и Р. Болуса (1982), в которых утверждается, что наряду с

определенной стабильностью, неизменностью самоуважения существует и его

зависимость как от собственного поведения, так и от поведения других. Таким образом,

любая попытка измерения детского самоуважения должна включать не только измерение

само-

160

161

лич

уважения как такового, но и выявление людей и ситуаций, которые более всего оказывают

влияние на самоуважение. Было сделано предположение о том, что представление о себе

как <хорошем> или <плохом>, сформированное под влиянием наиболее значимых людей и

ситуаций, отражает представление ребенка о своей ценности и, следовательно, о

самоуважении. Путь формирования детского самоуважения представлен на рис. 36.

Развивающие задания|

Поведение ребенка

Восприятие ребенком оценки значимого другого _______(обратная связь)_______

Чувство собственной состоятельности и _____уверенности в себе_____

Эмоции ребенка (радостные, грустные, нейтральные)

Перевод эмоций в <Я-образ> (<я хороший>, <я плохой>, <я обыкновенный>)

Уровень самоуважения ребенка (высокий - позитивный; низкий - негативный;

______средний - обычный).______

Рис. 36. Формирование детского самоуважения по А. Джахез и Н. Манши

Методика применима: в кросскультур-ных исследованиях, при изучении особенностей

самоуважения в различных возрастных группах; при обследовании детей, испытывающих

затруднения в овладении навыками чтения и речи, - в процессе обучения; а также в

психопрофилактике, психотерапии и психокоррекции.

Начаты исследования по изучению ва-лидности и надежности <Л. и э.> выявлены

этнические различия в особенностях самоуважения у американских и австралийских детей.

Сведений об использовании в СНГ нет.

ЛИЧНОСТНОЙ ОРИЕНТАЦИИ ОПРОСНИК (Personal Orientation Inventory, Р01) - опросник

личностный. Предложен Э. Шостромом в 1963 г. и предназначен для измерения степени

самоактуализации личности.

Опросник состоит из 150 утверждений. Задача обследуемого - в каждом случае выбрать

из двух утверждений одно наиболее для него подходящее. Опросник включает в себя две

основные шкалы личностной ориентации (<Времени> и <Опоры>) и 10 подшкал. Оценки по

основным шкалам являются относительными. Они представляют собой отношение

<Времени> (отношение временной некомпетентности к временной компетентности) и от-

ношение <Опоры> (отношение опоры на других к опоре на себя). По мнению автора,

относительные оценки шкал <Времени> и <Опоры> представляют две главные области,

существенные для развития личности на пути к самоактуализации. Отношение <Времени>

самоактуализирующейся личности составляет приблизительно 1 : 8,

несамоактуализирующейся - 1:1. Отношение <Опоры> самоактуализирующейся личности

равно 1 : 3, несамоактуализирующейся - 1: 1. В случае необходимости быстрой

диагностики степени самоактуализации личности можно использовать оценки только по

двум основным шкалам.

Оценки по каждой из 10 подшкал предназначены для отражения различных аспектов,

важных с точки зрения процесса самоактуализации. Утверждения основных шкал

<Времени> и <Опоры> не перекрываются, а подшкалы состоят из утверждений,

одновременно входящих в другие шкалы.

Ниже описаны 2 основные шкалы Л. о. о. и 10 подшкал. 1. Отношение Времени [Т(П : Т(С)]

состоит из 23 утверждений и определяет, насколько человек живет в <настоя-

лич

щем> в противоположность <прошлому> и <будущему>. Компетентная во времени

личность - Г(С) - живет главным образом в настоящем, некомпетентная - T(I) - живет

в прошлом или будущем.

2. Отношение Опоры (О : /) состоит из 127 утверждений и определяет, насколько способ

реагирования индивида характеризуется ориентацией на <других> (О) или на себя (/).

Направленные на себя или внутренне ориентированные индивиды руководствуются, глав-

ным образом, собственными принципами и мотивами, а направленные на других в

большей степени зависят от окружения или внешних сил. Подшкалы:

1. Ценность самоактуализации (SAV) - измеряет, в какой степени человек разделяет

ценности, характерные для самоактуализирующейся личности.

2. Шкала экзистенциальноеT (Ex) - измеряет способность человека ситуационно

реагировать без ригидной приверженности принципам.

3. Шкала реактивной чувствительности (Fr) - измеряет сензитив-ность или отзывчивость

на чувства и нужды других людей.

4. Шкала спонтанности (S) - измеряет, насколько свободно личность может спонтанно

реагировать или быть собой.

5. Шкала самоуважения (Sr) - измеряет способность человека утверждать себя благодаря

собственной силе и значимости.

6. Шкала принятия себя (Sa) - измеряет способность утверждать или принимать себя,

несмотря на свои слабо-"и и недостатки.

7. Шкала природы человека We) - измеряет степень конструктивно-"и взглядов на

природу человека, приро-ДУ мужественности и женственности.

8. Шкала синергии (Sy} - измеряет способность человека быть целостным превзойти

дихотомию.

9. Шкала принятия агрессии

(А) - измеряет способность человека принимать чью-либо природную агрессивность как

противоположность отрицанию и подавлению агрессии.

10. Шкала способности к близким контактам (С) - измеряет способность человека

формировать близкие взаимоотношения с другими людьми, не обременяя себя

ожиданиями и обязательствами.

Обработка результатов проводится вручную или с помощью компьютера. Ответ,

совпадающий с ключом, оценивается в один балл. Полученные по каждой шкале баллы

суммируются и заносятся в специальный бланк. Завершается обследование построением

индивидуального профиля, для чего сырые баллы с помощью таблицы переводятся в

стандартные Т-баллы (см. Оценки школьные), со средним значением 50 и стандартным

отклонением 10. Оценки выше 50, но ниже 60 Т-баллов наиболее характерны для

самоактуализирующейся личности.

Отправным пунктом исследований Э. Шострома была концепция самоактуализирующейся

личности,наиболее полно развитая в работах А.Маслоу (1954, 1962). Необходимость

создания Л. о. о. была продиктована потребностью многих консультантов и терапевтов во

всестороннем измерении ценностей и некоторых особенностей поведения человека, имею-

щих наибольшее значение для развития самоактуализации. Тест является валидным. и

надежным инструментом.

В СНГ существует адаптированный вариант методики. Стандартизация проводилась на

студентах вуза (А. А. Рукавишников, 1991). Сообщается о высоких показателях его

валидности и надежности. Опросник может использоваться в клинике и консультативных

службах.

162

163

лич

ЛИЧНОСТНЫЙ ОПРОСНИК БЕХТЕ-РЕВСКОГО ИНСТИТУТА (ЛОБИ)-

опросник личностный. Предназначен для диагностики типов отношения к болезни и

лечению у больных хроническими соматическими заболеваниями. Разработан

сотрудниками Института им. В. М. Бехтерева (г. Санкт-Петербург) при участии психологов и

психиатров научных и лечебных учреждений СССР. Опубликован в 1983 г.

Опросник состоит из 12 наборов фраз-утверждений, касающихся различных аспектов

системы отношений обследуемого (<отношение к лечению>, <отношение к врачам и

медперсоналу>, <отношение к окружающим>, <отношение к будущему> и т. д.). В каждом

наборе содержится 10-16 пронумерованных утверждений. Например, в набор <отношение к

будущему> входят следующие фразы:

- Болезнь делает мое будущее печальным и унылым - 1

- Мое здоровье не дает пока никаких оснований беспокоиться за свое будущее - 2

- Из-за болезни я сильно тревожусь за свое будущее - 11 Обследуемого просят в

каждом из наборов утверждений выбрать подходящее для него и внести соответствующий

номер в регистрационный лист. Во всех наборах предусмотрен <нулевой> вариант, т. е.

допускается, что ни одно из приведенных утверждений обследуемому не подходит. Число

выборов по каждому набору - не более трех, в том числе и нулевых вариантов.

С помощью Л. о. Б. и. диагностируются следующие типы отношений: 1) гармоничный -

трезвая оценка своего состояния; 2) тревожный - непрерывное беспокойство и

мнительность в отношении неблагоприятного течения болезни;

3) ипохондрический - сосредоточе-

164

ние на субъективных болезненных и иных неприятных ощущениях; 4) меланхолический -

удрученность болезнью,неверие в выздоровление; 5) апатический - полное безразличие к

своей судьбе, исходу болезни; 6) неврастенический - поведение по типу <раздражи-

тельной слабости>; 7) обсессивно-фо-бический - тревожная мнительность прежде всего

касается опасности не реальной, а маловероятной; 8) сенситив-ный - чрезмерная

озабоченность возможным неблагоприятным впечатлением, которое могут произвести на

окружающих сведения о болезни; 9) эгоцентрический - <уход в болезнь>, выставление

напоказ своих страданий и переживаний с целью полностью завладеть вниманием

окружающих; 10) эйфорический - необоснованно повышенное настроение, нередко

наигранное; 11) анозогнозичес-кий - активное отбрасывание мыслей о болезни, ее

возможных последствиях;

12) эргопатический -<уход от болезни в работу>; 13) паранойяльный - уверенность, что

болезнь является результатом чьего-то злого умысла.

Диагностировать можно лишь те из перечисленных типов, по отношению к которым

набрано т. н. <минимальное диагностическое число>, определенное эмпирически.

Теоретическая основа Л. о. Б. и. - психология отношений. При этом особенности самой

личности рассматриваются как существенный, но не единственный фактор, определяющий

отношение к болезни. Отношение к болезни обусловлено: а) природой самого

заболевания;

б) типом личности, в котором основную роль играет тип акцентуации характера (см.

Патохарактерологический диагностический опросник); в) отношением к заболеванию в

значимом для больного окружении. Под воздействием названных трех факторов

вырабатывается отноше-

люш

ние к болезни, лечению, врачам, своему будущему и т. д. (А. Е. Личко, 1983).

Работа по изучению валидности и надежности Л. о. Б. и. не завершена. Опубликованы

данные, выявляющие корреляции между некоторыми типами отношения к болезни и

конкретными психосоматическими заболеваниями. Напр., при язвенной болезни

диагностируются ипохондрический и неврастенический типы отношений. На материале

обследования большого количества больных (1200 человек) выделены утверждения Л. о.

Б. и., наиболее информативные для психодиагностики <гармоничного> типа отношения к

болезни О. Б. Карпова, 1985). Опросник может быть использован при проведении

группового обследования.

ЛЮШЕРА ЦВЕТА ВЫБОРА ТЕСТ

(Luscher Farbwahl Test) - проективная методика исследования личности. Основана на

субъективном предпочтении цветовых стимулов (см. Цветных пирамид тест).

Опубликована М. Люшером в 1948г.

Стимульный материал Л. ц. в. т. состоит из стандартных разноцветных, вырезанных из

бумаги квадратов со стороной 28 мм. Полный набор состоит из 73 квадратов различных

цветов и оттенков. Обычно используют неполный набор из 8 цветных квадратов.

Основными цветами считаются (в порядке присвоенного им номера) синий, зеленый,

красный, желтый, а дополнительными - фиолетовый, коричневый, черный и серый

(нулевой). Упрощенная процедура обследования (для восьми цветов) сводится к одновре-

менному предъявлению обследуемому всех цветных квадратов на белом фоне с

предложением выбрать один наиболее понравившийся, приятный. Выбранный квадрат

переворачивается и откладывается в сторону, затем процедура повторяет-ЕЯ. Образуется

ряд квадратов, в котором

цвета располагаются по их привлекательности для обследуемого. Первые два цвета

считаются явно предпочитаемыми, третий и четвертый - предпочитаемыми, пятый и

шестой - нейтральными, а седьмой и восьмой - вызывающими антипатию, негативное

отношение.

Психологическая интерпретация полученного ряда субъективного предпочтения цвета

опирается, во-первых, на предположение о том, что каждому цвету присуще определенное

символическое значение, напр.: красный - стремление к власти, доминированию, зеленый

- упорство, настойчивость. Во-вторых, считается, что ряд цветового предпочтения отра-

жает индивидуальные особенности обследуемого. При этом функциональную значимость

имеет позиция, занимаемая конкретным цветом. Напр., полагают, что первые две позиции

ряда определяют цели индивидуума и способы их достижения, а две последние -

подавляемые потребности, символизируемые данными цветами. Выбор в области

основных цветов связывается с тенденциями осознаваемыми, а среди дополнительных -

со сферой бессознательного.

В разработанной М. Люшером теории личности есть два основных психологических

измерения: активность-пассивность и гетерономность-автономность. Эти измерения,

определяющие значения цветов, представлены автором в виде схемы:

Характеристика признаков

Пассивные, ориентированные субъективно

Детерминированные Синий гетерономно-объектно

Детерминированные автономно-субъектно

Зеленый

Активные, ориентированные объективно

Желтый

Красный

В зарубежных исследованиях, посвященных Л. ц. в. т., отмечается умозрительность теории

его автора, необходи-

165

люш-___________

мость детальной научной разработки теста. Данные о валидности и надежности Л. ц. в. т.

неоднозначны. Наряду с индивидуальным обследованием допускается групповое. В

отечественных исследованиях изучалась валидность Л.ц.в.т. (И. М. Дашков и Е. А.

Устинович, 1980), исследовались связи между выбором цвета и эмоциональным

состоянием (Н. К. Плишко, 1980). Предпринята попытка разработки на основе Л. ц. в. т. ме-

тодики, предназначенной для изучения эмоциональных компонентов отношения человека к

значимым для него людям и самому себе (А. М. Эткинд, 1980).

Исследования Н. Н. Пуховского(1995) посвящены психометрической разработке Л. ц. в. т.

(8-цветный вариант). По мнению этого исследователя, тест <запускает>

нейропсихологические механизмы категориального цветовосприятия. Предполагается, что

при традиционной процедуре тестирования взаиморасположение некоторых пар цветов в

8-позиционном ряду неслучайно, их сочетание без повторений подчиняется закону

нормального распределения и отражает закономерности функционирования

психологических механизмов, формирующих актуальное психическое состояние и

устойчивые особенности личности. Приводятся данные, подтверждающие гипотезу, и

делается вывод о том, что тест чувствителен к малейшим изменениям актуального

состояния, а также может быть полезен для изучения личностных особенностей.

М

МАЙЕРС-БРИГГС ТИПА ИНДИКАТОР (Myers-Briggs Type Indikator, МВТ!) - опросник

личностный, предназначен для классификации испытуемых по типологии К. Юнга,

Разработан и опубликован И. Майерс и К. Бриггс в 1962 г.

Состоит из 160 вопросов, 52 - ассоциативные, а остальные предполагают оценку

испытуемым своих индивидуальных склонностей (путем выбора из двух-трех

предлагаемых вариантов ответа). Ассоциативные задания основываются на выборе из

пары слов, имеющих противоположное значение. Напр.: <Какое из двух слов для Вас

более привлекательно:

систематичный-спонтанный; анализировать-симпатизировать; сдержанный-

разговорчивый; прощать-терпеть; кто- что; знак-символ?>

Примеры вопросов с предлагаемыми вариантами ответов:

- Как Вы считаете, распорядок дня для Вас: а) удобный способ исполнения дел; б)

тягостен и обременителен, даже когда и необходим.

- Вас больше заботят: а) чувства людей;

б) их права.

- Когда Вы обнаруживаете, что, несомненно, допустили ошибку, Вы:

а)склонны признать свою ошибку;

б) не признаете свою ошибку, хотя все о ней знают; в) вообще никогда не ошибаетесь.

- Выслушивая новую идею, Вы больше стремитесь: а) узнать все о ней; б) рассудить,

верна она или нет. Показатели испытуемого рассчитываются по четырем шкалам,

соответствующим юнговской типологии: экстраверт- интроверт (Extravert- Introvert),

сенсорный-интуитивный (Sensor-Intuitive), мыслительный-эмоциональный (Thinker-

Feeler), рациональный-иррациональный (Judgement-Perceptive).

Подсчет результатов производится путем суммирования баллов по шкалам;

большая сумма баллов соответствует выраженности определенной черты.

В многочисленных исследованиях подтверждается валидность и надежность М.-Б.т.и.

Имеются обширные нормативные данные для американской популяции, позволяющие

говорить о следующем распределении типов:

- экстраверты - составляют около 75% популяции;

- интроверты-около 25%;

-сенсорные-около 75%;

- интуитивные - около 50%;

MAP

- мыслительные - около 50% , но мужчин больше (около 60%):

- эмоциональные - около 50% , но женщин больше (около 60%);

.- рациональные-около 50%;

- иррациональные-около 50%;

- сенсорные иррациональные-38%;

- сенсорные рациональные-38%;

- интуитивные мыслительные- 12%;

- интуитивные эмоциональные- 12%;

- рациональные эмоционально-интуитивные экстраверты - около 5%;

- рациональные эмоционально-интуитивные интроверты - около 1%;

- иррациональные интуитивно-эмоциональные экстраверты - около 5%;

- иррациональные интуитивно-эмоциональные интроверты - около 1 %;

- рациональные мыслительно-интуитивные экстраверты - около 5%;

- рациональные мыслительно-интуитивные интроверты - около 1 %;

- иррациональные интуитивно-мыслительные экстраверты - около 5%;

- иррациональные интуитивно-мыслительные интроверты - около 1 %;

- рациональные мыслительно-сенсорные экстраверты - около 13%;

- рациональные мыслительно-сенсорные интроверты - около 6%;

- рациональные эмоционально-сенсорные экстраверты - около 13%;

- рациональные эмоционально-сенсорные интроверты - около 6%;

- иррациональные сенсорно-мыслительные экстраверты - около 13%;

- иррациональные сенсорно-мыслительные интроверты - около 13%;

- иррациональные сенсорно-эмоциональные экстраверты - около 13%;

- иррациональные сенсорно-эмоциональные интроверты - около 5%. Существует

сокращенная и переработанная форма МВТ! - опросник Д. Кейр-си, состоящий из 70

вопросов, каждый из которых имеет только по два варианта

ответа: 10 вопросов - по шкале экстраверсии-интроверсии, для остальных шкал - по 20

вопросов.

Несмотря на существующие различия в теоретических позициях И. Майерс и Д. Кейрси,

для американской популяции по опроснику Кейрси приводятся те же процентные

соотношения распределения типов.

Как М.-Б. т. и., так и опросник Д. Кейрси широко применяется в США в профориентации,

психологическом консультировании, исследовании межличностных отношений.

Сведений об использовании теста Майерс-Бриггс в СНГ не имеется. Есть сообщение об

обследовании более 4000 чел. при помощи переведенного на русский язык опросника Д.

Кейрси, однако сведения о его валидности и надежности в нормативных данных не

приводятся.

МАРИ КАРТОЧНЫЙ ТЕСТ (МАМ Card Test, MARI - сокр. от Mandala Assessment Research