Редактор
3679
правок
Изменения
→Теоретические основы
Данные были подвергнуты статистической обработке с использованием метода корреляционного анализа и t-критерия Стьюдента для выявления достоверности различий.
== Валидизация ==
На первом этапе работы был изучен ряд публикаций авторов теста, касающихся исходных теоретических положений и эмпирических процедур, на базе которых была разработана данная методика. Структурная теория защит, включающая круговую модель взаимоотношений между ними, представлена в этих работах как раздел общей психоэволюционной теории эмоций. Обосновывается и эмпирически подтверждается положение о том, что основные принципы измерения и оценивания могут быть приложены к эмоциям и их производным, таким как черты характера, диагнозы и механизмы защиты. Детально описана разработка новых тестов-опросников для измерения этих индивидуальных особенностей личности.
Второй этап работы заключался в переводе теста и инструкций к нему на русский язык. Для проверки и уточнения перевода были приглашены 6 экспертов специалистов по грамматике и стилистике русского и английского языков, а также психологи, все кандидаты наук или аспиранты МПГУ. Перед экспертами ставилась задача оценить перевод с позиций соответствия оригиналу, общей и стилистической грамотности, адекватности лексики в новых условиях применения (наличие нежелательных коннотативных значений, лингвистические проявления социокультурных различий и т.п.). Примером может служить утверждение из шкалы «замещение», которое, единственное из всех заданий теста, было на этом этапе полностью заменено: «Когда я веду машину, у меня иногда возникает желание задеть другую машину». Новый вариант: «Когда я иду в толпе, у меня иногда возникает желание задеть кого-нибудь плечом». В окончательном варианте перевода теста все замечания экспертов были учтены.
Первая версия теста была предложена 108 испытуемым, студентам МПГУ, из которых 30 были мужчины (ср.возраст 21,9; ст. откл. = 2,47) и 78 женщины (ср. возраст 20,13; ст. откл. = 1,81). Помимо ответов «да» и «нет» испытуемые в данном исследовании могли давать ответ «не знаю». Это предпринималось для установления тех стимульных утверждений, понимание которых затруднено по причине их неясности, неопределенности, двусмысленности, а также бессознательного нежелания отвечать.
В результате от 1 до 15 ответов «не знаю» было дано на каждое из утверждений теста, т.е. максимально непонятные задания были оценены как таковые не более чем 13,8% испытуемых. Несмотря на то, что результат отражает удовлетворительное понимание испытуемыми заданий теста, некоторые из них, набравшие наибольшее количество отказов, были переформулированы, конкретизированы или сокращены.
Данные обследования 108 студентов университета были затем введены в компьютер, их дальнейшая обработка осуществлялась по программе My Test В.Скрнпкнна (ИПАН), предназначенной для разработки и адаптации тестов-опросников. Для определения дискриминативности заданий теста были вычислены процентные доли индивидов, ответивших «да» и «нет» на каждое из стимульных утверждений, и уровень значимости, отражающий степень вероятности случайного смещения относительно идеально дискриминативного задания на данной выборке.
В результате из 97 стимульных утверждений теста 29 были признаны недискриминативными (более 70% одинаковых ответов; ур. знач.<0,05). Несмотря на то, обследование проводилось анонимно, и благополучие испытуемых не зависело от результата, дискриминативность этих заданий оказалась неудовлетворительной из-за установки на социально одобряемый ответ, которая объяснялась тенденцией выглядеть лучше в собственных глазах. С целью снятия этой установки некоторые из недискриминативных утверждений были обезличены, в других были заменены языковые единицы с нежелательными коннотативными значениями. Кроме того, при корреляции этих заданий учитывалась степень их категоричности или категоричности отдельных частей сложных предложений, которая в зависимости от направления смещения была ослаблена или усилена. В дальнейших исследованиях на более репрезентативных выборках с равным количеством испытуемых мужчин и женщин проводились аналогичные корреляционные процедуры, в результате чего все задания последней версии опросника обладают высокими дискриминативными возможностями (не более 60% одинаковых ответов; ур. знач. < 0,5). Это является одним из показателей эмпирической валидности теста. Ниже приведены примеры изменения стимульных утверждений в разных версиях опросника с целью улучшения дискриминативности.
# Когда я вижу окровавленного человека, это почти не волнует меня (91,7% «нет»).
# Когда я вижу окровавленного человека, это не слишком волнует меня (67% «нет»).
# Когда я вижу окровавленного человека на экране, это почти не волнует меня (52% «нет»).
# Я склонен выслушивать все точки зрения в споре (85% «да»).
# Я всегда выслушиваю все точки зрения в споре (70% «да»).
# Я всегда внимательно выслушиваю все точки зрения в споре (50% «да»).
Вторую версию теста было предложено заполнить 77 испытуемым студентам спецфакультета практической психологии и аспирантам МПГУ. Средний возраст испытуемых составлял 34,5 года, количество мужчин и женщин было приблизительно равным. Цель данного исследования заключалась в проверке эмпирической валидности теоретически заданных шкал теста. Чтобы определить, насколько синхронно отвечают испытуемые на стимульные утверждения, представляющие теоретически заданные шкалы, был проведен кластерный анализ заданий теста, в качестве меры близости между ними был выбран коэффициент корреляции между ответами всех испытуемых на все задания. Анализ тестовых заданий проводился методом средней связи с представлением результатов в виде «кластерного дерева». Отчетливо выделяющийся кластер заданий есть, следовательно, реальная внутренне согласованная шкала, поскольку они однородны с точки зрения измеряемого качества на данной выборке испытуемых.
В результате при среднем коэффициенте корреляции по кластеру, не менее чем 0,35, в кластер с наибольшей представленностью утверждений из полярных шкал «замещение — подавление» реально вошло 16 соответствующих заданий из 25 (64%); в кластер «реактивное образование — компенсация» 9 из 20 (45%); в кластер «интеллектуализация — регрессия» 11 из 26 (42,3%); в кластер «отрицание — проекция» 10 из 26 (38,4%).
Результаты отражают неудовлетворительную эмпирическую валидность шкал данной версии опросника. Они же подтверждают теоретическое положение о том, что некоторые механизмы защиты очень близко соотносятся друг с другом, так что строгая дифференциация между ними возможна только условно.
Последнее было учтено на втором этапе исследования, когда соответствующими шкале считались задания, не только теоретически входящие в нее и в полярную шкалу, но и попавшие в данный кластер задания из двух шкал смежных с ней, согласно круговой модели защит авторов теста. Например, в отдельных случаях приемлемыми для кластера «проекция» считались задания из шкал «проекция», «отрицание», «замещение» и «компенсация».
В следующем исследовании количество заданий теста было увеличено до 145 за счет стимульных утверждений из опросников [[Опросник Кеттелла|Р.Кеттелла]] и [[MMPI]], предположительно соответствующих шкалам защит. Новую версию опросника было предложено заполнить 86 испытуемым студентам социологического факультета МПГУ. По результатам кластерного анализа были удалены 48 стимульных утверждений, не попавших в кластеры из двух полярных и двух смежных защит, соответствующих им в теории, а также утверждения, попавшие в эти кластеры, но не соответствующие им теоретически. При этом учитывались также рейтинги соответствия, данные экспертами в параллельном исследовании. Опросник снова стал насчитывать 97 стимульных утверждений, распределенных по 4 биполярным эмпирически валидным шкалам механизмов защиты.
Для проверки содержательной валидности шкал теста задания из расширенной 145–тистимульной версии было предложено оценивать 4 экспертам-психологам из МПГУ и МГУ. Экспертов просили проранжировать стимульные утверждения из 8 шкал по степени соответствия именно этим шкалам (защитам). Предлагалась рейтинговая шкала из 4 пунктов, от 0 — «ни в малейшей степени» до 3 — «абсолютное соответствие». Был получен средний рейтинг для каждого утверждения каждой шкалы, который, наряду с результатами кластерного анализа, учитывался при отборе заданий, вошедших в окончательную адаптированную версию опросника.
Эту версию заполнили дважды с интервалом в 1 месяц 120 испытуемых средних (14 лет; n = 105) и старших (16 лет; n = 15) подростков, слушателей подготовительных курсов Мед. Училища № 4 Главного медицинского управления г. Москвы.
Коэффициенты ретестовой надежности отражают удовлетворительную надежность 6 шкал теста. Низкие показатели ретестовой надежности по шкалам компенсации и проекции объясняются, вероятно, фактором тревожности, связанности, связанным с приближением вступительных экзаменов. Показательным является возрастание среднегрупповых значений от выборки стандартизации к старшим и средним подросткам по шкалам отрицания, регрессии, проекции и реактивного образования. Эти данные отражают динамику повышения уровня тревожности, неуверенности в себе, восприятия мира как враждебного и тенденции выражать нечто противоположное своим реальным чувствам от взрослых людей к средним подросткам. Это полностью совпадает с теоретическим положением о дезадаптированности подростков в период полоролевой идентификации, их ранимости и, следовательно, более интенсивном использовании механизмов психологической защиты. Более высокий показатель подростков по реактивному образованию может отчасти объясняться тем, что большинство испытуемых были женского пола. Шкала реактивного образования была одной из двух шкал опросника, реагировавших на половые различия в выборках испытуемых, в первой неадаптированной версии. Женщины имели по этой шкале значимо более высокие средние баллы, чем мужчины. Затем в результате корреляции недискриминативных заданий теста отдельно по группам мужчин и женщин шкала реактивного образования стала предположительно более нейтральной к половым различиям, хотя мы не проводили специального исследования по этому вопросу.
== Процедура проведения ==
