Психометрическая проверка и стандартизация опросника

Психометрическая проверка и стандартизация опросника ИНЛ проводилась на ряде групп испытуемых, подробное описание которых представлено в приложении А. Группы составлялись из работников предприятий и организаций городов Москва, Санкт-Петербург, Тверь, а также городов и населенных пунктов Московской, Ленинградской и Тверской областей. В необходимых случаях в состав группы включались учащиеся школ и лицеев, студенты средних и высших профессиональных заведений, безработные, пенсионеры, уволенные в запас военнослужащие. Все группы уравновешивались по полу и репрезентировали широкие диапазоны возраста и стажа работы. В зависимости от назначения группы формировались так, чтобы репрезентировать широкий спектр должностей (в общем случае – от неквалифицированного вспомогательного персонала – до ведущих специалистов и высших руководителей), сфер хозяйствования (торговля, промышленность, сельское хозяйство, медицина, образование, наука, сервис, транспорт, информационные технологии и т.д.) и психологических особенностей профессиональной деятельности.

Проверка факторной валидности выполнена на выборке из 519 человек (выборка «Стандарт» в приложении А), а ее сводные результаты представлены в таблице 5. Общие факторы, выделенные из вопросов, соответствующих шкалам опросника, объясняют от 50% до 67% общей дисперсии. Модуль коэффициентов корреляции пунктов шкалы с ее общим фактором в совокупности по всем шкалам изменяется от 0,336 до 0,918. Модуль интеркорреляций пунктов шкалы в совокупности по всем шкалам изменяется от 0,092 до 0,850; при этом столь низкое значение минимума данного модуля, встретившиеся для шкалы «Dolg», объясняется определенной спонтанностью наличия у испытуемых опыта соответствующих трудовых взаимодействий.

В таблице 6 приведены обобщенные результаты по проверке интеркорреляций шкал опросника ИНЛ, полученных на выборке из 519 испытуемых (выборка «Стандарт» в приложении А).

Таблица 5 – Сводные результаты проверки факторной валидности
шкал опросника ИНЛ (N=519)

Обозначения:

n – количество пунктов (вопросов) в шкале;

%D – процент общей дисперсии, объясняемый общим фактором шкалы;

r1 – модуль коэффициентов корреляции пунктов шкалы с ее общим фактором;

r2 – модуль интеркорреляций пунктов шкалы.

Таблица 6 – Обобщенные результаты проверки интеркорреляций
шкал опросника ИНЛ (N=519)

Примечание: корреляции между значениями шкал в «сырых» баллах рассчитывались по Спирмену (непараметрическая ранговая корреляция Спирмена).

Шкалы опросника ИНЛ не только не являются ортогональными (независимыми), но, напротив, достаточно сильно связаны между собой. В целом модуль интеркорреляций шкал опросника меняется от 0,101 (шкалы «Dolg» и «Isp», p<0,05) до 0,765 (шкалы «S» и «Oper», p<0,01). Данный факт отражает объективную высокую интегрированность, с одной стороны, психологического содержания профессиональной деятельности, и в этом плане в полной мере согласуется с общей идеологией интегративно-типологического подхода (см. раздел 2), а с другой стороны – работы человеческой психики в целом.

В отношении первого обстоятельства можно также отметить, что, несмотря на высокую связность, полученную на достаточно объемной выборке (N=519), шкалы опросника ИНЛ не сводятся друг к другу. Другими словами, ошибочно предсказывать направленность личности испытуемого на выраженность какой-либо шкалы, основываясь на результатах по другой шкале, пусть и существенно коррелирующей с первой. Примером подобных шкал являются шкалы направленности на управление (шкала «Upr») и склонности к коммуникации (шкала «S»). Хотя на используемой выборке корреляция между этими шкалами высоко значима и имеет среднюю силу выраженности (r=0,424), но в общем случае отношения между коммуникабельностью (и экстраверсией в целом) и лидерскими, организаторскими свойствами являются не линейными, а значительно более сложными, и данный факт хорошо известен в психологии. Например, А.Н. Капустина для описания психологического типа людей, способных проявлять организаторские свойства в профессиональной деятельности при одновременной невысокой выраженности у них экстраверсии, использует термин «деловое лидерство» (см.: [17, с. 55]).

Таким образом, в целом шкалы опросника ИНЛ демонстрируют удовлетворительную факторную валидность, а интеркорреляции шкал отражают объективную высокую интегрированность разнопланового психологического содержания современной профессиональной деятельности.

Для оценки надежности шкал опросника ИНЛ по однородности использовался ряд общепринятых при проверке психодиагностических методик статистических коэффициентов: коэффициенты «альфа» Кронбаха, Спирмена-Брауна и Гутмана (см.: [2; 3; 4; 11; 27]). В таблице 7 приведены сводные результаты проверки надежности по однородности, выполненной на выборке из 519 испытуемых (выборка «Стандарт» в приложении А). Шкалы опросника демонстрируют достаточно высокий уровень надежности по однородности. Коэффициент «альфа» Кронбаха по совокупности всех шкал меняется в пределах от 0,832 до 0,942, коэффициент Спирмена-Брауна – от 0,838 до 0,947, коэффициент Гутмана – от 0,838 до 0,946.

Таблица 7 – Сводные результаты проверки надежности
по однородности шкал опросника ИНЛ (N=519)

Таблица 8 – Сводные результаты проверки ретестовой надежности
шкал опросника ИНЛ (N=154)

Таблица 9 – Сводные результаты проверки критериальной валидности шкал методики ИНЛ

Примечание: условные названия контрастных групп соответствуют приложению А.

Обозначения:

- N – объем (численность) контрастной группы испытуемых;

- x1, x2 – среднее значение по шкале, соответственно, в группе 1 и в группе 2;

- p – статистическая значимость различий между группами (определялась с помощью критерия Манна-Уитни; нули в записи опущены).

Окончание таблицы 9

Для оценки ретестовой надежности шкал опросника ИНЛ применяли два показателя: 1) непараметрический ранговый коэффициент корреляции Спирмена (Spearman's rho) между результатами начального и повторного измерения по каждой шкале; 2) непараметрический статистический критерий значимости сдвига Вилкоксона (Wilcoxon Signed Ranks Test) (см.: [27; 47; 50]).

Проверка ретестовой надежности всех шкал опросника выполнена на выборке объемом 154 человека (выборка «Ретест» в приложении А), а ее сводные результаты приведены в таблице 8. Повторный опрос проводился с интервалом в 2 месяца. Значение коэффициента корреляции между показателями «тест – ретест» варьирует в совокупности по всем шкалам от 0,778 до 0,909; все корреляции статистически значимы на уровне p<0,01. При этом сдвиг в показателях по всем шкалам статистически не значим.

Проверка критериальной валидности шкал опросника проводилась с помощью метода контрастных групп, где в качестве критерия использовались различия в профессиональной деятельности. Данные различия являются обобщением результатов выполненного в рамках исследования психологического анализа различных разновидностей профессиональной деятельности, относящихся к соответствующим группам. Статистическая значимость различий в средних значениях показателей по проверяемой шкале (в «сырых баллах») определялась с помощью непараметрического критерия различий Манна-Уитни (Mann-Whitney Test) (см.: [27; 47; 50]).

В таблице 9 приведены сводные результаты проверки критериальной валидности шкал опросника на различных контрастных группах, описание которых приведено в приложении А, включая дескриптивную статистику по данным группам для шкал опросника ИНЛ (см. таблицу А-3 приложения А).

Для шкалы «Upr» использовались контрастные группы «Исполнители» (110 чел.) и «Руководители» (81 чел.) (см. приложение А), имеющие очевидно различную выраженность управленческого характера труда. Различия в средних значениях по шкале «Upr» между указанными группами высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

Для шкалы «Isp» использовались, во-первых, те же контрастные группы «Исполнители» (110 чел.) и «Руководители» (81 чел.), что и для шкалы «Upr» (см. приложение А). Однако, как видно из таблицы 9, различия в средних значениях по шкале «Isp» между указанными группами оказались статистически незначимы (p=0,080). Данный факт связан с наличием среди управленцев предприятий и организаций значительной части таких работников, труд которых интегрирует в себе и управленческий, и исполнительский характер. Другими словами, у таких управленцев есть вышестоящие начальники, по отношению к которым эти управленцы сами являются подчиненными, а значит – исполнителями. В соответствии с обобщенной психологической классификацией профессиональной деятельности такие работники относятся к метатипу «Управленец-Исполнитель» (см. раздел 2).

Таким образом, полученный результат не опровергает критериальную валидность шкалы «Isp», но, скорее, показывает, что в общем случае, учитывая количественное преобладание среди управленцев руководителей низшего и среднего звена, выраженность исполнительского характера труда у управленцев, хотя и несколько ниже, чем у исполнителей, но «не дотягивает» до статистической значимости различий, по крайней мере – на тех объемах эмпирических выборок, которые были использованы.

В связи с этим для проверки критериальной валидности шкалы «Isp» дополнительно использовались контрастные группы, сформированные по иному принципу – здесь объединены и управленцы, и исполнители, но такие, для которых характерен определенный (либо высокий, либо низкий) уровень выраженности исполнительского характера труда: «Рядовые исполнители и невысшие руководители» (106 чел.) и «Ведущие исполнители и высшие руководители» (104 чел.) (см. приложение А). Различия в средних значениях по шкале «Isp» между указанными группами оказались высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность шкалы.

Для проверки критериальной валидности шкалы «Dolg» использовались контрастные группы «Рядовые исполнители» (71 чел.) и «Ведущие исполнители» (74 чел.) (см. приложение А). Различия в средних значениях по шкале «Dolg» между указанными группами оказались высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

Для проверки критериальной валидности шкалы «Oper» использовались контрастные группы: «Подсобные рабочие» (44 чел.) и «Квалифицированные рабочие и промышленные инженеры» (45 чел.) (см. приложение А). Психологический анализ разновидностей профессиональной деятельности, представленной в данных группах, показал, что выраженность оперативной организации и регуляции деятельности в первой из них является низкой, а во второй – значительно более высокой. Различия в средних значениях по шкале «Oper» между указанными группами являются статистически значимыми (p<0,05) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

Для проверки критериальной валидности шкалы «O» первоначально использовались контрастные группы «Рабочие» (60 чел.) и «Операторы персонального компьютера» («Операторы ПК») (60 чел.) (см. приложение А).

Психологический анализ разновидностей профессиональной деятельности, представленной в данных группах, показал, что выраженность «чувственных» (сенсорно-перцептивных, психомоторных и т.п.) действий, операций и связанных с ними психических процессов в первой из них является высокой, а во второй – низкой. Однако различия в средних значениях по шкале «O» между указанными группами оказались статистически не значимыми (p=0,455) (см. таблицу 9). Данный факт, на наш взгляд, объясняется значительным количеством случайных людей среди операторов ПК (подрабатывающие студенты и школьники, временная работа для безработных и т.д.), но главное – недостаточно большим объемом выборки.

В связи с этим объем данных контрастных групп был расширен примерно в 2 раза, в результате чего образовались новые контрастные группы: «Рабочие_2» (120 чел.) и «Операторы ПК_2» (118 чел.) (см. приложение А).

Различия в средних значениях по шкале «O» между указанными группами являются высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает критериальную валидность шкалы «O». Таким образом, приведенные примеры показывают важность для проверки критериальной валидности объема используемых контрастных групп.

Кроме этого, для шкалы «O» дополнительно использовались контрастные группы «Промышленные инженеры» (60 чел.) и «Преподаватели» (60 чел.) (см. приложение А). Различия в средних значениях по шкале «O» между указанными группами являются высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что подтверждает ее критериальную валидность.

Для проверки критериальной валидности шкалы «S» первоначально использовались те же контрастные группы, что и для шкалы «O»: «Промышленные инженеры» (60 чел.) и «Преподаватели» (60 чел.) (см. приложение А). Однако различия в средних значениях по шкале «S» между указанными группами оказались статистически не значимыми (p=0,151) (см. таблицу 9), что потребовало увеличения объема контрастных групп. Кроме того, в группе «Преподаватели» были мало представлены преподаватели высшей школы.

В связи с этим на следующем шаге для проверки критериальной валидности шкалы «S» использовались расширенные контрастные группы: «Промышленные инженеры_2» (70 чел.) и «Преподаватели_2» (70 чел.). Различия в средних значениях по шкале «S» между указанными группами являются высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

Кроме этого, для проверки критериальной валидности шкалы «S» дополнительно использовались контрастные группы «Рабочие_2» (120 чел.) (та же, что использовалась при проверке шкалы «O») и «Продавцы» (120 чел.) (см. приложение А). Различия в средних значениях по шкале «S» между указанными группами являются высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что подтверждает критериальную валидность шкалы «S».

Для проверки критериальной валидности шкалы «I» использовалось 5 различных пар контрастных групп:

- «Рядовые исполнители и невысшие руководители» (106 чел.) и «Ведущие исполнители и высшие руководители» (104 чел.);

- «Рядовые исполнители» (71 чел.) и «Ведущие исполнители» (74 чел.);

- «Подсобные рабочие» (44 чел.) и «Квалифицированные рабочие и промышленные инженеры» (45 чел.);

- «Рабочие_2» (120 чел.) и «Операторы ПК_2» (118 чел.);

- «Промышленные инженеры» (60 чел.) и «Бухгалтеры» (60 чел.).

Различия в средних значениях по шкале «I» между указанными группами являются высоко значимыми (p<0,01), кроме последней пары групп, где различия статистически значимы (p<0,05) (см. таблицу 9). Все это подтверждает критериальную валидность шкалы «I».

Таким образом, все шкалы опросника ИНЛ обладают удовлетворительной критериальной валидностью, поскольку позволяют дифференцировать соответствующие целевые контрастные группы испытуемых.

Проверка конструктной валидности шкал опросника проводилась с помощью сопоставления результатов, полученных по методике ИНЛ и другим широко известным опросникам, направленным на выявление личностных различий, приблизительно соответствующих конструктной ориентации шкал опросника ИНЛ. В качестве таких методик использовались следующие:

- опросник «КОС-2» (шкалы: «Организаторские склонности» и «Коммуникативные склонности») (см.: [53, с. 263-265]);

- дифференциально-диагностический опросник (ДДО) Е.А. Климова (шкалы: «Техника», «Человек», «Знак», «Художественный образ», «Природа») (см.: [30, с. 547-549]);

- опросник профессиональной направленности личности Дж. Холланда (шкалы: «Реалистический тип», «Исследовательский тип», «Социальный тип», «Конвенциональный тип», «Предпринимательский тип», «Артистический тип») (см.: [30, с. 573-577]);

- методика А.В. Карпова определения уровня рефлексивности [19]);

- методика С.И. Макшанова определения креативного потенциала (см.: [32, с. 168-174]);

- методика «Таблицы Шульте» (применялась для определения переключаемости внимания) (см.: [1]);

- методика «Объем оперативной памяти» (см.: [1]).

Выборка для проверки конструктной валидности составила 127 человек (выборка «Конструкт» в приложении А).

По результатам тестирования рассчитывался непараметрический ранговый коэффициент корреляции Спирмена rho между показателями по шкалам опросника ИНЛ и шкалам других методик, измеренных в «сырых» баллах. В таблице 10 представлены сводные результаты по проверке конструктной валидности шкал опросника ИНЛ.

Как видно из таблицы 10, все шкалы опросника ИНЛ имеют значимые корреляционные связи, положительные или отрицательные, со многими рассматриваемыми внешними шкалами. Это свидетельствует о сложном, высоко интегрированном содержании конструктов, реализуемых с помощью шкал опросника ИНЛ. Вместе с тем, конструктную валидность каждой шкалы в наибольшей степени подтверждают ее связи с определенными шкалами внешних методик. Для шкалы «Upr» – это связи со шкалами «Организаторские склонности» опросника «КОС-2» (rho = 0,461, p<0,01), «Предпринимательский тип» опросника Дж. Холланда (rho = 0,377, p<0,01) и «Человек» опросника ДДО (rho = 0,466, p<0,01). Для шкалы «Isp» – это связи со шкалами «Реалистический тип» (rho = 0,382, p<0,01) и «Конвенциональный тип» (rho = 0,367, p<0,01) опросника Дж. Холланда, а также «Техника» опросника ДДО (rho = 0,337, p<0,01). Для шкалы «Dolg» – это связи со шкалами «Уровень рефлексивности» (rho = 0,835, p<0,01) и «Уровень креативности» (rho = 0,671, p<0,01), а также «Знак» опросника ДДО (rho = 0,237, p<0,01).

Таблица 10 – Результаты проверки конструктной валидности
шкал опросника ИНЛ (N=127)

Примечания:

а) подробное описание использованной эмпирической выборки (127 чел.) приведено в приложении А (выборка «Конструкт»);

б) в таблице приведены только статистически значимые корреляции.

Обозначения:

- kos_org – шкала «Организаторские склонности» методики «КОС-2»;

- kos_kom – шкала «Коммуникативные склонности» методики «КОС-2»;

- refl – методика «Уровень рефлексивности»;

- kreat – методика «Креативный потенциал»;

- vn_per – показатель переключаемости внимания, полученный с помощью методики Шульте;

- oper_p – методика «Объем оперативной памяти»;

- h_real – шкала типа «Реалистический» опросника Дж. Холланда;

- h_inv – шкала типа «Исследовательский» опросника Дж. Холланда;

- h_soc – шкала типа «Социальный» опросника Дж. Холланда;

- h_con – шкала типа «Конвенциональный» опросника Дж. Холланда;

- h_ent – шкала типа «Предпринимательский» опросника Дж. Холланда;

- h_art – шкала типа «Артистический» опросника Дж. Холланда;

- kl_t – шкала «Техника» опросника ДДО Е.А. Климова;

- kl_man – шкала «Человек» опросника ДДО Е.А. Климова;

- kl_zn – шкала «Знак» опросника ДДО Е.А. Климова;

- kl_hud – шкала «Художественный образ» опросника ДДО Е.А. Климова;

- kl_pr – шкала «Природа» опросника ДДО Е.А. Климова;

- rho – коэффициент корреляции Спирмена;

- p – уровень статистической значимости корреляции;

- цветом выделены корреляции, подтверждающие конструктную валидность соответствующей шкалы опросника ИНЛ.

Окончание таблицы 10

Для шкалы «Oper» – это связи со шкалами «Переключаемость внимания» (rho = 0,699, p<0,01) и «Объем оперативной памяти» (rho = 0,688, p<0,01). Для шкалы «O» – это связи со шкалами «Реалистический тип» опросника Дж. Холланда (rho = 0,519, p<0,01), а также «Техника» (rho = 0,468, p<0,01) и «Природа» (rho = 0,314, p<0,01) опросника ДДО. Для шкалы «S» – это связи со шкалами «Коммуникативные склонности» опросника КОС-2 (rho = 0,895, p<0,01), «Социальный тип» опросника Дж. Холланда (rho = 0,545, p<0,01) и «Человек» опросника ДДО (rho = 0,466, p<0,01). Для шкалы «I» – это связи со шкалами «Уровень рефлексивности» (rho = 0,647, p<0,01), «Уровень креативности» (rho = 0,566, p<0,01), «Объем оперативной памяти» (rho = 0,783, p<0,01), а также «Знак» опросника ДДО (rho = 0,327, p<0,01).

При этом зачастую не очень высокие значения коэффициентов корреляции с данными шкалами свидетельствуют об уникальности, специфичности данных конструктов.

Стандартизация методики проводилась на выборке из 519 испытуемых (характеристики ее репрезентативности приведены в приложении А, выборка «Стандарт»). Расчеты по стандартизации шкал опросника выполнялись с помощью статистического пакета программ SPSS for Windows ver.17.0. На основании таблиц частот распределения суммарных «сырых» баллов по каждой шкале, а также с учетом теоретически возможного минимума и максимума таких баллов для каждой шкалы были получены таблицы перевода суммарных «сырых» баллов в стандартизованные единицы измерения – стэнайны (от англ. «standard nine» – «стандартная девятка») (см., например: [2, с. 79; 27]).

Сводная таблица перевода «сырых» баллов в стэнайны для шкал методики ИНЛ представлена в разделе 7.

• ⇐ Назад
• 1
• 234
• 5
• 6
• 7
• 8
• 9
• 10
• 11
• 12
• 13
• 14
• 15
• 16
• Далее ⇒