Согласованность как измерительная и теоретическая проблема

Фактически уже такой яркий пред­ставитель теоретико-личностного подхода, как Оллпорт [G. W. Allport, 1937], никогда не упускал из виду влияние ситуационных факторов, счи­тая, что различия (несогласован­ность) поведения в тех или иных ситуациях нельзя объяснять несогла­сованностью измеряемых личностных диспозиций. Одинаковая мера одного и того же личностного свойства мо­жет в разных ситуациях проявляться по-разному и быть разной по силе [см.: Н. A. Alker, 1972]. Высокая ситу­ационная специфичность реакций ни­сколько не противоречит обобщенным личностным диспозициям (пока оба фактора оказывают на поведение суммарный эффект и не взаимодей­ствуют друг с другом; см. рис. 1.3). Отдельные картинки ТАТ могут с раз­личной частотой порождать совер­шенно разные в отношении категорий содержания рассказы, но это не озна­чает отсутствия согласованности ла­тентных личностных диспозиций. Од­ну из таких проблем призвана прояс­нить вероятностная модель тестирова­ния Раша, в которой теоретико-измерительный и конструктный аспек­ты проблемы согласованности тесно связаны друг с другом.

Ход рассуждений таков. В основе наблюда­емого тестового поведения лежат латентные особенности индивида и тестовой ситуации (задачи); это соотношение носит вероятностный характер. Вероятность того, что испытуемый даст определенный ответ (например, ответ с содержанием С+ на картинку из ТАТ), увеличи­вается с возрастанием выраженности латен­тных личностных параметров соответствующей диспозиции испытуемого и с общей «легко­стью» проявления латентных параметров зада­ния (т. е. с усилением навязывания данной картинкой из ТАТ высказываний с определен­ным содержанием). Отталкиваясь от этого представления, с помощью функциональной мо­дели удалось из матрицы тестовых ответов, сгруппированных по испытуемым и по задани­ям, определить латентные личностные пара­метры и параметры задания (требовательный характер вещей, побуждающие условия ситу­ации). Подобный подход, разумеется, предпола­гает правомерность лежащей в его основе тестовой модели: задания (продуцированное содержание высказываний по отдельным кар­тинкам) должны обладать «специфической объективностью», т. е. уже упоминавшейся эк­вивалентностью для всех испытуемых, чьи результаты сравниваются между собой. Если, к примеру, связанные с успехом категории содер­жания принадлежат к одному классу эквива-лентностей НУ, то фактически безразлично, какие из конкретных категорий использовать для измерения силы мотива НУ. Проконтроли­ровать предположение о специфической объек­тивности можно с помощью процедур «внутрен­ней» и «внешней» проверки. Основная идея очень проста. При «внутренней» проверке ис­пытуемых разделяют относительно медианы на имеющих высокие и низкие тестовые показате­ли (скажем, по НУ), а затем проверяют пропор­циональность частоты каждого из тестовых ответов (категорий содержания) в обеих под­группах суммарным тестовым показателям. Ес­ли такая пропорциональность имеет место, то делается вывод, что тестовые ответы облада­ют специфической объективностью. При «вне­шней» проверке модели испытуемых делят по медиане на основании других личностных дис­позиций, с тем чтобы выявить, насколько раз­нородной может быть группа испытуемых, что­бы при этом не терялась специфическая объек­тивность — эквивалентность заданий теста.

Рис. 6.8. Параметр ответов по БН (отдельные категории содержания) для (а) двух различных картинок и (Ь) двух различных групп испытуемых в случае одной картинки. Отклонение параметров ответов от линии регресии в случае (а) еще не означает, а в случае (b), по-видимому, означает отсутствие специфической объективности латентного личностного свойства БН [J. Kuhl, 1978а, р. 40, 44]

Куль [J. Kuhl, 1978a] проанализиро­вал в соответствии с моделью Раша в протоколах ТАТ значения показате­лей в баллах НУ и БН по всем картинкам для 1034 испытуемых, ко­торые отличались друг от друга по возрасту, полу и уровню образования, с точки зрения теоретико-конструктной согласованности категорий (специфической объективности). Сна­чала был поставлен вопрос о том, действительно ли частота категорий содержания, связанных с определен­ным конструктом (НУ или БН), в целом пропорционально меняется от картинки к картинке. Если бы это было так, то все категории должны при сравнении двух картинок уклады­ваться на линию регрессии с углом подъема, равным 45°. Однако, как видно из рис. 6.8а, на котором пред­ставлены категории БН по двум «свя­занным с неудачей» картинкам В и D, конкретные категории содержания типа Н и К явно выпадают из графика регрессии; в сравнении с остальными категориями содержания Н и К встре­чаются в рассказах по картинке D непропорционально чаще, чем в расс­казах по картинке В. Подобного рода взаимодействие картинок и парамет­ров ответов, однако, еще не исключа­ет специфической объективности лич­ностных параметров и параметров за­даний, если картинки и ответы рас­сматривать не раздельно, а в комби­нации друг с другом, как специфически влияющее на ответы, побужда­ющее содержание картинки. Подсчи­танные таким образом параметры мо­дели были подвергнуты внутренней и внешней проверке.

Для НУ оказалось, что параметры комбинации «картинки — ответы» в различных подгруппах испытуемых соответствуют друг другу, как в слу­чае, когда группы разделяются по высоким и низким показателям НУ (внутренняя проверка модели), так и в случае, когда их разделяют по высоким и низким БН (внешняя про­верка модели). Из этого можно сде­лать вывод, что категории НУ по отношению к отдельным картинкам внутри групп испытуемых являются эквивалентными, т. е. в конструктно-теоретическом смысле слова согласо­ванными индексами измеряемого ла­тентного личностного свойства. От­клонение от модели наблюдалось только для 2 — 3 картинок в случае, если испытуемые значительно отли­чались друг от друга по возрасту или уровню образования.

Для БН, напротив, никакого соот­ветствия модели не обнаруживается. При внутренней проверке модели БН категории содержания неодномерные. На рис. 6.8b видно, что в случае картинки D у испытуемых с низким показателем БН непропорционально чаще встречаются категории Ии, Пи, Ун, в отличие от них у испытуемых с высоким показателем БН непропорци­онально чаще встречаются категории Н и К. Допущение о ситуационной согласованности и согласованности ответов при диспозиции БН не под­тверждается. Дополнительная про­верка того, определяется ли несогла­сованность картинками или категори­ями содержания, показала, что ответ­ственность за это несут не картинки, а только категории содержания. Вы­деляются два различных класса ка­тегорий БН: тенденция к реализуемо­му в ожиданиях или поступках избега­нию неудачи (Ун — неуверенность в успехе; Ин — инструментальная де­ятельность, направленная на избега­ние неудачи; Пи — потребность избе­жать неудачи), а также тенденция быть внутренне поглощенным надви­гающейся неудачей (Н) и ее возможными аффективными последствиями (К — критика и осуждение). Кроме то­го, первая тенденция — избегание не­удачи (Ун, Ии, Пи) — проявляется сильнее у испытуемых с высокими, а не с низкими показателями НУ. Такое разделение мотива неудачи подтвер­дило и проведенное с помощью фак­торного анализа исследование факториальной валидности, выделения обеих мотивационных тенденций: если НУ при этом выступила как единое свойство, то БН распалась на два независимых фактора.

В полном соответствии с выводами Куля, сделанными в связи с анализом вероятностной модели Раша, Задер и Кайль [М. Sader, W. Keil, 1968] дока­зали существование двух независи­мых друг от друга мер БН: «потребно­сти избежать неудачи» и «отрица­тельного эмоционального состояния». Как мы видели (табл. 6.6), таким же образом группируются высказывания БН в LM-решетке, выявляя два ана­логичных фактора: активное избега­ние неудачи (БН₁) и боязнь неудачи (БН₂). Тревожность и тенденция избе­гания мотивационно-психологически, вероятно, более сложны, чем уверен­ность и тенденция поиска. Двойствен­ность, как мы видели, свойственна и боязни экзаменов. Различаемые Ли-бертом и Моррисом [R. M. Liebert, L. W. Morris, 1967] когнитивный (бес­покойство) и эмоциональный (эмоци­ональность) компоненты, по-видимому, соответствуют тем, на ко­торые расщепляется мотив неудачи.

О своего рода факториальной ва­лидности, которая, впрочем, смеши­вается здесь с критериальной валид-ностью, сообщают Боймлер и Вайсе, Дворак и Брайтенфах [G. Baumler, Н. P. Weiss, 1967; G. Baumler, Н. P. Dvqrak, 1969; G. Baumler, W. Breitenfach, 1970]. Эти авторы подвергли факторному анализу пока­затели НУ и БН вместе с переменны­ми интеллекта, достижения и лично­сти. Как правило, вычленялись два фактора: однополярный общемотива-ционный, охватывающий как НУ, так и БН, и биполярный, в котором НУ и БН противопоставлялись друг другу. Однополярный мотивационный фак­тор можно охарактеризовать как собственно активность, суммарное дости­жение, темп работы; биполярный — как душевное спокойствие, склон­ность предоставлять событиям разво­рачиваться по их собственным зако­нам («будь что будет») и оптимизм (НУ) в отличие от утрированной и честолюбивой погони за высокими до­стижениями (БН). Эти результаты и определения, однако, спорны, пос­кольку зависят от выбираемых в ка­честве критерия переменных, кото­рые подвергались факторному анали­зу вместе с переменными ТАТ. Так, при изменении внешних критериев или состава группы испытуемых могут случайно выявиться специфические факторы НУ и БН, а также ряд компонентов БН. Появляются допол­нительные основания считать, что ключевые категории БН для обработ­ки содержания охватывают не еди­ную диспозицию, а по меньшей мере, два независимых измерения. Если связанный с деятельностью компо­нент избегания (БН,) ковариирует, как это показал Куль [J. Kuhl, 1978a], с НУ, то этим можно объяснить появ­ление биполярных факторов (НУ в отличие от БН), обнаруженных Боймлером и его коллегами. Эти и другие результаты служат отправной точкой для «уточняющего» пересмотра клю­чевых категорий оценки БН.