m_d_n (m_d_n) wrote in rabota_psy,
m_d_n
m_d_n
rabota_psy

Category:

14,5 тысяч тестов MMPI

Цитируем по книге:

Современная психодиагностика России. Преодоление кризиса: сборник материалов III Всероссийской конференции: в 2 т. / редколлегия: Н.А. Батурин (отв. ред.) и др. – Челябинск: Издательский центр ЮУрГУ, 2015. Т.2. – 233 с.

Со стр. 169-173


УДК 159.9.018 ББК Ю93В

ЧТО ОТРАЖАЮТ ШКАЛЫ СОЦИАЛЬНОЙ ЖЕЛАТЕЛЬНОСТИ?

Сугоняев К.В.

E-mail: skv-354@yandex.ru

Военная академия Генерального штаба Вооруженных Сил Российской Федерации, г. Москва

В современной практике личностного тестирования оценки по шкалам социальной желательности (СЖ) часто рассматриваются в качестве индикатора достоверности данных. Результаты психометрического анализа данных, полученных с помощью многофакторного личностного опросника (свыше 14,5 тысяч наблюдений в пяти выборках), свидетельствуют в пользу скорее сущностной, нежели стилистической трактовки феномена, отражающегося в оценках

шкал СЖ.

Ключевые слова: Социальная желательность, достоверность, валидность, надежность, факторный анализ.

Методики субъективного самоотчета на протяжении длительного времени остаются объектом серьезной критики вследствие их потенциальной подверженности различным типам искажений. Считается, что наибольшую угрозу валидности получаемых оценок представляет стремление респондента выбирать варианты ответов, формирующие позитивный, социально одобряемый имидж, в том числе с учетом контекста, в котором происходит тестирование  (например,  представлениями  о  требованиях, выдвигаемых должностной позицией). Данная тенденция чаще всего обозначается как социальная желательность (СЖ). К сожалению, в психологической практике широко распространены представления о фактическом тождестве феномена СЖ и уровня оценок по одноименным шкалам4. Более того, продолжают применяться устаревшие методики, в которых подобные шкалы именуются шкалами «лжи» (со всеми вытекающими из подобного наименования последствиями для респондентов). Для таких шкал нередко устанавливаются произвольные лимиты, превышение которых трактуется как признак недостоверности полученных результатов. На этом основании протоколы, в которых фиксируются  высокие оценки по шкалам СЖ, предлагается выбраковывать, а кандидатов (если подобный результат получен в ситуации отбора) отсеивать, как «лжецов». Несмотря на неоднократно описанные в литературе свидетельства неэффективности подобных тактик, они продолжают стереотипно использоваться практиками, приводя к необоснованным и несправедливым кадровым решениям. Ситуация усугубляется еще и тем, что нередко подобные решения опираются на шкалы, обладающие небезупречными психометрическими характеристиками (например, шкалы L в опросниках ММИЛ, СМИЛ, EPI).

Хотя современные представления о СЖ весьма противоречивы, наиболее часто подтверждаемые результаты зарубежных исследований на эту тему можно резюмировать следующим образом [5]:

1. СЖ обладает признаками, свидетельствующими о сосуществовании как сущностного, так и ситуативного компонентов, причем надежно отделить один от другого в практических ситуациях не представляется возможным.

2. Вопреки распространенным представлениям, критериальная валидность личностных оценок в ситуациях, провоцирующих, как считается, более заметные мотивационные искажения (например, тестирование кандидатов в ситуации отбора), практически не отличается от валидности этих оценок в ситуациях с менее выраженным мотивационным давлением (например, тестирование действующих сотрудников).

3. Признается, тем не менее, что валидность интерпретации личностных оценок отдельных респондентов, если они прибегают к тактике намеренного искажения результатов тестирования, может страдать и ошибка позиционирования в таких случаях может достигать существенных величин5, однако доля прибегающих к  подобной тактике  далеко не  так  велика, как

4 Хотя аналогичные шкалы нередко фигурируют и под другими наименованиями («контроль за впечатлением», «невероятные достоинства», «достоверность» и др.).

5Как нам представляется, это может представлять определенную угрозу для отборочных процедур с низкими отношениями отбора (например, 0,1), когда личностные тесты пытаются применять для выявления лучших (selectin), в то время как для отечественной практики гораздо более характерна стратегия отсева меньшинства худших (selectout) и отношение отбора обычно превышает 0,5 (например, при отборе кандидатов в силовые структуры)



это можно было бы предположить на основании результатов лабораторных экспериментов.

4. Уровень мотивационных смещений может быть снижен предупреждением респондентов о возможности теста (программы) выявлять искажения. Другим перспективным путем снижения уровня мотивационных искажений считается реализация личностных опросников в ипсативном формате; однако этот путь не лишен недостатков.

5. Шкалы СЖ не являются валидными индикаторами уровня искажения тестовых оценок в ситуациях с «высокими ставками», а прежние представления о шкалах СЖ, как возможных модераторах или подавителях тестовой валидности, не находят подтверждения.

Для того чтобы попытаться приблизиться к пониманию истинной роли оценок по шкалам СЖ, нами предпринято исследование, направленное на выяснение некоторых закономерностей функционирования этих оценок в условиях массового административного обследования, их связей с оценками по «обычным» личностным шкалам и психометрическими индексами последних.

Для этого были избраны массивы данных, полученных в ходе обследования в трех силовых ведомствах в период 2011–14 гг. пяти различных контингентов достаточно большой численности (от 1496 до 4109 человек; всего – 14529 респондентов) с помощью одной из версий разработанного нами опросника «Личностный профиль». Данная методика включает 122 пункта с трихотомическим форматом ответов, распределенных по 9 шкалам, содержащим от 10 до 18 пунктов. Особенностью методики является доказанная структурная валидность и довольно высокая надежность оценок всех шкал (среднее значение альфа Кронбаха на исследованных контингентах составило 0,74–0,77), включая СЖ (0,81–0,83).

Во всех случаях обследование носило административный характер. Выборки различались по возрастному составу и степени заинтересованности в результатах тестирования: две из них были представлены типичными кандидатами в ситуации отбора (абитуриенты трех силовых вузов, кандидаты на службу по контракту), три состояли из уже зачисленных на службу лиц (курсанты, военнослужащие по контракту). Возраст респондентов варьировал от 15 до 62 лет, доля мужчин составляла от 60 до 80%. В двух выборках обследование проводилось исключительно в диалоговом (интерактивном) формате, в двух – в групповом бланковом формате, в одной – в смешанном формате; во всех случаях использовались родственные компьютерные психодиагностические комплексы, что обеспечивало идентичность тестовых материалов и алгоритмов обработки данных. Анализ электронных протоколов проводился с применением методов дескриптивной статистики, пунктового, корреляционного и факторного анализа.

Получено большое количество цифрового материала, проясняющего особенности функционирования оценок по шкалам СЖ. Ниже представлены основные результаты проведенного анализа.

1. Существенных различий в уровнях и формах распределения оценок по шкале СЖ в группах кандидатов и уже зачисленных сотрудников не выявлено.

2.   Средний уровень корреляций между шкалой СЖ и другими личностными шкалами ни в одной из выборок не превысил средний уровень межшкальных корреляций.

3.   Фрагментация выборок по уровню оценок СЖ показала, что с ростом СЖ  уровень  корреляций  между шкалами,  предназначенными для оценки

«обычных» личностных свойств, снижается (в области трети максимальных значений СЖ).

4.   С ростом оценок по шкале СЖ дисперсия оценок по большинству личностных шкал (и, соответственно, их дифференцирующая способность) снижается, вследствие чего снижаются и оценки их одномоментной надежности. В наибольшей степени это относится к шкалам, характеризующимся скучиваньем оценок около одного из полюсов.

5.   При факторизации пунктов опросника на всех без исключения выборках довольно четко обособляется фактор, репрезентирующий шкалу СЖ.

6.   Во всех без исключения выборках уровень оценок по шкале СЖ женщин несколько выше, чем у мужчин; стандартизированное различие средних (d Коэна) в гендерных выборках варьирует в диапазоне 0,10 –  0,26.

7.   Между оценками по шкале СЖ и уровнем интеллекта6 имеется обратная пропорциональная зависимость, причем величина эффекта оказалась максимальной среди всех личностных шкал (r = 0,109; p < 0,001). Однако уровень интеллекта практически не влияет на вариативность оценок СЖ.

8. Не выявлено ясной зависимости между уровнем оценок СЖ, с одной стороны, и уровнем образования и возрастом, с другой.

Нам представляется, что все эти факты, установленные эмпирически на значительных по объему независимых выборках, свидетельствуют в пользу скорее сущностной, нежели стилистической трактовки феномена, отражающегося  в  оценках  шкал  СЖ,  что  в  основном  согласуется  с взглядами R. McCrae & P. Costa [3], J. Hogane [2], L. Uziel [6] и др. В то же время, полученные нами данные не дают оснований для отождествления СЖ с общим фактором личности [4], самоконтролем [6] или честностью– скромностью [1] и проливают свет на некоторые противоречия, имеющиеся в современной литературе по проблеме социальной желательности.



6 Оценивался по количеству правильно решенных задач в модифицированной версии методики «Домино»



Литература

1.    De Vries R.E. Rethinking trait conceptions of social desirability scales: Impression  management  as  an  expression  of  honesty–humility / R.E. De Vries , I. Zettler ,

B.E. Hilbig // Assessment. 2014. V. 21, N 3. P. 286–299.

2.    Hogan, J.   Personality   measurement,   faking,   and   employment   selection / J. Hogan, P. Barrett, R. Hogan // Journal of Applied Psychology. – 2007. – V. 92, N 6.

– P. 1270–1285.

3. McCrae,  R.R. Social   desirability scales:  More  substance  than  style / R.R. McCrae, P.T. Costa // Journal of Consulting and Clinical Psychology. – 1983. – V. 51, N 6. – P. 882–888.

4.    Musek, J. A general factor of personality: Evidence for the Big One in the five– factor model / J. Musek // Journal of Research in Personality. – 2007. – V. 41, N 6. –   P. 1213–1233.

5.   Sackett, P.R. Integrating and prioritizing theoretical perspectives on applicant faking of personality measures / P.R. Sackett // Human Performance. – 2011. – V. 24, N 4. – P. 379–385.

6.   Uziel, L. Impression management (“lie”) scales are associated with interpersonally oriented self–control, not other–deception / L.Uziel // Journal of Personality. – 2014. – V. 82, N 3. – P. 200–212.


Tags: тест
Subscribe
  • Post a new comment

    Error

    Comments allowed for members only

    Anonymous comments are disabled in this journal

    default userpic

    Your reply will be screened

    Your IP address will be recorded 

  • 11 comments