Валидизация опросника личностных приоритетов методом структурного моделирования

С.В.Сивуха, С.В.Фирсова

Адукацыя i выхаванне №5, - 1999. – С.63.

 

В статье исследуются психометрические свойства опросника личностных приоритетов, разработанные Н. Кефир в адлерианской традиции. Использован метод конфирматорного факторного анализа. Работа может быть полезна для прикладных психологов, а также для психометристов и конструкторов пси­ходиагностических методик.

Основная цель статьи — представить технологию адаптации теста методом структурного моделирования. Вопрос о валидности методики является ключевым в практической психодиагностике [1]. Между тем именно процесс валидизации — наиболее сложный и наименее формализован­ный в разработке и адаптации тестов. Некоторые специальные руководства в этой области были изданы небрежно и содержат большое количество ошибок (напр., [2]). Напомним, что к основ­ным видам валидности относят критериальную и конструктную (теоретическую). Первый по­казатель — теснота связи между тестом и не­которым внешним показателем, характеризующим то же свойство, второй показатель — теснота связи измерения, сделанного с помощью од­ной методики, с данными, полученными с по­мощью родственного теста. В ряде руководств по тестологии утверждается, что валидность теста по критерию является его наиболее желатель­ным свойством, свидетельством объективнос­ти и эмпирической значимости методики. В ис­тории психологии позиции этого подхода под­держивались общей ориентацией на эмпири­ческие методы получения психологического знания [3]. Многие исследователи помнят почти повальное увлечение корреляционными плея­дами и другими подобными техниками. Эта "эпоха эмпиризма" оставила нам в наследство не только тесты, имеющие хорошую репутацию (MMPI и 16PF), но и группу методов, чрезвы­чайно полезных для разработки шкал и извес­тных под общим именем факторного анализа. В 60-х гг. к психологам вернулось понима­ние важности теоретического обоснования ме­тодик. П.Клайн, авторитет в области тестоло­гии, в довольно резкой форме утверждает, что тесты, валидизированные по критерию, лише­ны содержательного психологического смысла, "психологически пусты". Более обоснованной считается конструктная валидизация [4]. Эта точка зрения кажется весьма привлекательной и имеет множество сторонников. Не вдаваясь в обсуж­дение данной позиции, отметим основной аргумент в ее пользу. Интерпретация тестовых результатов не может быть полной или корректной без учета теоретических оснований, на кото­рых построена методика. Это касается даже тестов на измерение общих способностей, где необ­ходимо принимать во внимание авторскую кон­цепцию интеллекта — однофакторную или мно­гофакторную. Но это особенно важно по от­ношению к личностным тестам. Так, валидность теста Майерс-Бриггс нельзя установить без теоретического анализа предположений концеп­ции типов К.Г. Юнга и без проверки теоре­тически предсказанных связей теста с други­ми диагностическими конструктами.

В меньшей степени отечественные психологи знакомы с принципиальными ограничениями двух рассмотренных классических подходов и с возможными альтернативами. Суть критери­альной валидизации схематически представлена на структурной схеме слева. Символом F обоз­начено измеряемое качество психодиагности­ческий конструкт), х — измеренный показатель (ответ на пункт теста или балл по всей шка­ле), с — значение критерия. На практике валидность по критерию оценивают по коэффи­циенту корреляции между хне. Предполага­ется, что и тестовый балл, и критерий отра­жают один и тот же гипотетический психодиагностический конструкт F ("нагружены" об­щим фактором F). Совершенно очевидно, что вывод о валидности теста зависит не только от корреляции между х и F, но и от связи между критерием и конструктом. Если критерий выбран неправильно и корреляция между ним и кон­структом (1₂) равна 0,3, показатель критериальной валидности как корреляции между х и с будет равен всего 0,27, даже если связь между гипо­тетическим конструктом и шкальной оценкой (/,) будет сказочно высокой (0,9).

Структурная схема определения валидности измерен­ного показателя по критерию (слева) и по родственному конструкту (справа)

Та же логика демонстрирует принципиаль­ную ограниченность конструктной валиди­зации. На схеме справа F_t — психодиагнос­тический конструкт проверяемой методики, F₂ — родственный конструкт (эталонная шкала), jc_; и х₂ — соответствующие эмпири­ческие показатели. Даже если разрабатываемая шкала имеет высокую истинную валидность, коэффициент конструктной валидности будет низким при условии, что эталонная шкала нагружена содержательно иным фактором. Такова ситуация с большинством шкал экстраверсии-интроверсии. Смысл, вкладываемый Р.Кетеллом, Г.Айзенком и другими авторами в конструкт "экстраверсия", различен. Более того, ошибочная концепция, заложенная в обе шкалы (F, и F₂), даст неправдоподобно высокий показатель кон­структной валидности. Понятно теперь, поче­му многие психодиагностические методики так привлекательно выглядят в авторских статьях, а на практике оказываются сомнительными и почти невалидными.

Альтернативой этим традиционным подхо­дам к оценке валидности является моделиро­вание структурных связей между индикатора­ми (шкалами, пунктами шкал) и конструкта­ми. Особенно привлекательным свойством струк­турного моделирования для разработки психо­диагностических шкал является возможность исследования сложных связей между несколь­кими конструктами, что характерно для мно-гошкальных тестов. В качестве одного из по­казателей валидности индикатора в рамках этого подхода может выступать факторная нагрузка, или коэффициент структурной связи между ин­дикатором и латентной переменной (фактором). На схеме эти связи обозначены символами /, и 1₂. В отличие от традиционного факторного анализа исследователь может управлять (запре­щать, произвольно присваивать или свободно оценивать) факторными нагрузками и связями между факторами (теоретическими конструктами). Таким образом мы можем явно задавать и проверять на истинность содержательную те­орию, лежащую в основе теста. Вот почему в литературе данный метод часто выступает под именем конфирматорного, т.е. подтверждающего, факторного анализа.

В структурном моделировании у исследо­вателя появляется возможность одновремен­но оценивать валидность и надежность тес­та, не привлекая критериальных данных. Некоторые шкалы современных тестов могут быть обоснованы исключительно методом конфирматорного факторного анализа. Это касается, например, четырех факторных по­казателей, введенных в третьем пересмотре Интеллектуальных шкал Д.Векслера для де­тей (WISC-III[8]). Сообщения о применении структурного моделирования появились наконец в российской печати, хотя само исследование было выполнено за рубежом [5].

Детальное обсуждение метода структурного моделирования невозможно в рамках журнальной статьи. Более подробно он изложен в [6; 7]. Психологи, работающие над совершенствова­нием или разработкой серьезных тестов и нуждающиеся в психометрической помощи, могут обращаться к первому автору данной статьи на кафедру психологии БГУ.

Адаптация опросника личностных приоритетов Н.Кефир включала перевод методики на рус­ский язык, теоретический анализ литературы о жизненных стилях, тестирование старшеклассников одной из минских гимназий, критериальную и конструктную валидизацию и структурное мо­делирование. В качестве критерия валидизации мы использовали средний балл в школе, в качестве родственных конструктов — опросник самоува­жения Розенберга и ряд экспресс-методик ис­следования самосознания. Были получены в основном ожидаемые связи между личностны­ми приоритетами и показателями опросников самоотношения. Однако очевидная многомер-ность методик самоотношения и ненадежность школьных оценок как индикатора личностных особенностей породили несколько неожиданных или неинтерпретируемых коэффициентов.

Вот почему мы обратились к теоретической модели и структурному моделированию. В понимании Н.Кефир личностные приоритеты суть проявление жизненных стилей. Приори­теты задаются желаемыми целями и особенно — избегаемыми опасностями. Автор выделила четыре личностных приоритета:

А. "Превосходство". Эмоция, которую из­бегает человек с таким жизненным стилем, — чувство неполноценности и собственной малоз-начимости. Психологической ценой, которую придется "заплатить" за стремление быть первым, лучшим, заметным, будет стресс, проблемы со здоровьем и часто одиночество.

В. "Контроль". Избегаемая эмоция — чув­ство униженности. Личности с таким жизнен­ным стилем обычно не хватает непосредствен­ности и креативности. Она избегает ситуаций риска и сохраняет психологическую дистанцию в общении с другими людьми.

С. "Угождение". Избегаемая эмоция — чувство отверженности. Человек, имеющий такой лич­ностный приоритет, мало думает о собствен­ных потребностях, поэтому часто испытывает раздражение.

D. "Комфорт". Избегаемая эмоция — чувство давления со стороны обстоятельств или других людей, стресс. Индивид, ставящий целью мак­симально избегать любого напряжения, никог­да не реализовывает свой личностный потен­циал.

Каждый из личностных приоритетов изме­ряется по отдельной шкале,состоящей из 7 утверждений. Каждое из утверждений работа­ет лишь на одну шкалу. Никаких утверждений о связях между шкалами (приоритетами) не де­лается.

Сначала мы оценили модель, заданную Н.Ке­фир. Сходимость модели, включающей все 28 утверждений, оказалась плохой. Это могло быть вызвано исключительно содержательными при­чинами, например невалидностью шкал, низким качеством многих индикаторов одновременно, неадекватностью перевода. Однако более веро­ятными мы считаем исключительно техничес­кие причины — небольшую выборку и дихо­томические ответы (типа "да", "нет"). Извес­тно, что статистически корректные решения для дихотомических индикаторов возможны лишь для достаточно больших выборок. Чтобы обес­печить сходимость, мы определяли утвержде­ния, ухудшающие статистические показатели модели, и пошагово удаляли их. В окончательном анализе использовался 21 индикатор.

В качественном отношении полученное ре­шение выглядит правдоподобным и вполне согласуется с теорией индивидуальной психо­логии. Значительная часть пунктов имеет зна­чимые факторные нагрузки со стороны соответ­ствующих шкал. С учетом возможных неточностей перевода и сравнительно малой выборки мож­но сделать предварительное заключение о том, что концепция личностных приоритетов оказалась диагностичной в первом приближении.

Таблица 1. Показатели валидности отдельных утверждений теста (значения факторных нагрузок) [9]

Пункт теста	Шкала А	Шкала В	Шкала С	Шкала D
	,73
	,41
	,21
	,31
	,17
		,46
		,98
		,43
		-,01
			,25
			,61
			,59
			,23
			,38
			,73
			,80
				,27
				,14
				,74
				,33
				,80

Однако оцененная модель все же оказалась неприемлемой по статистическим показателям. Так, значение х² со 183 степенями свободы равно 221,08 и показывает значимые различия меж­ду оцениваемой моделью и данными на уров­не р<0,05. Табл. 1 дает информацию о том, какие именно утверждения уменьшают валидность теста в целом. Например, утверждение № 14 ("Для меня очень важно быть абсолютно уверенным в правильности того, что я говорю и делаю") имеет не только низкую, но и отрицательную нагрузку со стороны соответствующей шкалы. Если бы мы были специально и исключитель­но заинтересованы в проверке теории личнос­ти А. Адлера, мы бы подробно остановились на обсуждении возможных культурных причин весьма невысокой валидности шкал и индикаторов теста. Однако ограничимся кратким изложением последующих шагов технологии валидизации теста и представим конечный результат.

Используя значения статистических показа­телей в качестве подсказок и всякий раз при­нимая решения осмысленно, с учетом психо­логического содержания шкал и индикаторов теста, мы пошагово освобождали или запрещали факторные нагрузки конструктов на индикаторы до тех пор, пока не получили удовлетворительную со статистической точки зрения и все еще интерпретируемую в терминах Адлера модель измерения. Некоторые показатели модели та­ковы: AGOF=,89. Наибольшее абсолютное значение стандартизованного остатка составляет 0,12. График значений стандартизованных остатков по отношению к квантилям нормального распределения проходит точно по диагонали. Ни один из индексов модификации не превы­шает 5.

Таблица 2. Показатели валидности утвержде­ний теста (значения факторных нагрузок)

Пункт теста	Шкала А	Шкала В	Шкала С	Шкала D
	,26		,44
	,92
	,31
	,31
	,29
	,42	,59
		,82
		,51
			,41
			,24
			,64
			,60
				,47
			,33
			,75
			,80
				,37
			-,51	,59
				,67
				,34
				,74

Как видим (табл. 2), получено несколько отклонений от модели Н.Кефир. Во-первых, лишь 21 утверждение из 28 пунктов оригинального теста оказалось работающим. Во-вторых, и это более существенно, ряд утверждений были связаны с иными, чем предполагала Н.Кефир, шкала­ми. Так, пункт 1 ("Я боюсь быть незначитель­ным") более тесно и значимо связан со шка­лой С, чем со шкалой А. Пункт 2 работает оди­наково хорошо как на шкалу А, так и на шкалу В. Пункт 12 связан, кроме собственной шка­лы, еще и со шкалой С, причем с отрицатель­ным знаком. Самое серьезное нарушение мо­дели Н.Кефир наблюдается для пункта 15, который связан исключительно с конструктом, для измерения которого он не был предназна­чен. Вместе с тем и общие статистические показатели, и доля значимых факторных нагрузок свидетельствуют в пользу правдоподобия пси­ходиагностической модели теста, представленной в табл.3.