АКЦЕНТУАЦИИ ЛИЧНОСТИ: ЧТО ДИАГНОСТИРУЕМ?
Личностный опросник для определения типа акцентуации был разработан Г. Шмишеком [7] на основе концепции К. Леонгарда [4], [5] и впервые опубликован в 1970 г. С его помощью выявляются следующие десять типов акцентуации: гипертимность, возбудимость, эмотивность, дистимия (депрессивность), невротичность (тревожнобоязливая акцентуация), интроективная (аффективноэкзальтированная) акцентуация, циклотимическая (аффективнолабильная) акцентуация, застревание (паранойяльная акцентуация), педантизм (ригидная акцентуация) и демонстративность.
В СНГ опросник Г. Шмишека известен достаточно давно (его текст приводится в конце данной статьи). Он широко используется в психодиагностических исследованиях, несмотря на то, что результаты его применения за рубежом оказались малоудовлетворительными. Так, ставится под сомнение валидность опросника при обследовании больных неврозами [6]. Имеются сведения о том, что сам автор опросника неоднократно указывал на проблемы его валидизации. В русскоязычных работах, связанных с применением опросника Г. Шмишека, нам не удалось обнаружить какихлибо данных о его валидности и надежности. Наконец, не представляется возможным определение того, каким вариантом перевода опросника воспользовался тот или иной исследователь, публикующий полученные с его помощью результаты (нами было обнаружено пять вариантов перевода, однако есть все основания полагать, что их значительно больше).
Наряду с существованием (и использованием!) различных безымянных переводов, психологипрактики нередко пользуются и различными "ключами ", ошибки в которых встречаются в большинстве книг по психологическому тестированию. К сожалению, нужно признать, что в работе психологовпрактиков все еще сохраняется дилетантский подход к психодиагностическому инструментарию [3].
Серьезной проблемой является и отсутствие нормативных данных для разных выборок, а предлагаемый автором опросника способ нормирования шкал не представляется корректным. Дело в том, что умножение "сырого " балла на некоторый произвольный коэффициент (2, 3, 4 или 6, в зависимости от числа пунктов) приводит оценки по разным шкалам к единому диапазону значений от 0 до 24. Такая весьма искусственная стандартизация создает лишь иллюзию сопоставимости
баллов по различным шкалам, а выбор границы значимого отклонения от типичного вообще ничем не обоснован. Представляет также интерес вопрос о том, какова факторная структура опросника, соответствует ли она "ключам ", разработанным на основе так называемой "рациональной " стратегии конструирования психологического инструментария.
Сказанного более чем достаточно для того, чтобы поставить под сомнение имеющиеся в многочисленных публикациях данные о типах акцентуации, якобы специфичных для тех или иных больных и здоровых личностей. Итак, измеряется нечто, имеющее отношение к акцентуациям лишь по обозначению измеряемого конструкта. Как же измерять желаемое выраженность той или иной личностной акцентуации?
Для того, чтобы ответить на этот вопрос, прежде всего нужно было выбрать один из возможных вариантов перевода. В качестве такового был использован текст опросника, приведенный О. П. Елисеевым [3]. Для обеспечения большей дискриминативности заданий дихотомическая форма ответов была заменена на следующую:
1 нет, это совсем не так;
4 совершенно верно.
Это дает возможность не только усилить различительную силу шкал, что немаловажно в диагностическом исследовании, но и применить в качестве статистического метода установления структуры опросника факторный анализ. При этом следует заметить, что предлагаемая форма ответов не препятствует сравнению с ранее собранными данными, так как при необходимости легко преобразуется в дихотомическую.
Было обследовано 134 человека в возрасте от 16 до 26 лет (97 мужчин, 37 женщин). Все респонденты являлись студентами гуманитарных факультетов Киевского Национального университета и проходили обследование в 1995 - 1996 гг. При этом важно отметить следующие моменты. Вопервых, следует оговориться, что такая достаточно небольшая и специфическая выборка не является в достаточной мере репрезентирующей всю генеральную совокупность. Кроме того, нами не проводилось исследование устойчивости такого факторного решения (кроссвалидизация). Втретьих, в силу специфичности выборки, в нее могли не попасть субъекты с достаточно выраженными акцентуациями. Поэтому, вероятно, при увеличении количества таких лиц степень согласованности выделенных факторов была бы выше.
Полученные результаты первоначально были оценены по авторским "ключам " на внутреннюю согласованность с помощью известной формулы Кронбаха:
где a коэффициент Кронбаха;
n количество заданий теста;
Ss2t сумма дисперсий результатов отдельных заданий;
s2t стандартное отклонение суммарных показателей теста.
Примечание. Показатель Кронбаха базируется на понятии генеральной совокупности тестовых заданий. Если представить себе все множество вопросов, с помощью которых можно диагностировать, к примеру, "застревание ", то конкретная шкала из 12 пунктов представляет собой лишь одну возможную выборку. В принципе из генеральной совокупности заданий можно извлечь другие выборки вопросов для измерения "застревания ". Показатель "альфа " Кронбаха можно рассматривать в качестве ожидаемого коэффициента корреляции между данной шкалой и всеми шкалами того же размера, извлеченными из генеральной совокупности заданий. Так, в нашем случае разные шкалы "застревания " коррелировали бы на уровне 0,372. Излишне говорить, что такое значение нельзя признать приемлемым. Как известно, надежность измерительного инструмента определяет возможности интерпретации индивидуального балла. При низкой надежности значение "истинного балла " невозможно точно предсказать, тем более это относится к разнице баллов по нескольким шкалам, когда речь идет об интерпретации профиля.
В табл.1 содержатся данные о внутренней согласованности по типам акцентуации, определенным вариантом опросника О. П. Елисеева [4] (см. табл. 1).
Данные о внутренней согласованности по типам акцентуации, определенным вариантом опросника О. П. Елисеева