Внимание! Чтобы убрать рекламу в правой части экрана,

нажмите на узкую вертикальную серую полоску

в левой верхней части рекламного прямоугольника

 

В.Л.Таланов

Экспериментальное исследование валидности социодиагностических методик

 

В первую очередь настоящее исследование валидности касалось социодиагностических опросников форм  NSI, NSIC, NSIE, IOSG, ISG, построенных по методике В.Таланова и использованных в 2013 году для оффлайн-диагностики типа и других соционических параметров в интернет-проектах А.Хижняка и С.Сибирской [1; 2]. Согласно договоренности об использовании авторской диагностической методики, подробные первичные данные этой анонимной оффлайн-диагностики были предоставлены А.Хижняком и С.Сибирской автору – с правом их использования, анализа и публикаций.

Количество собственно диагностических вопросов в названных анкетах является различным, меняясь от 340 до 580 (часть «недиагностических» вопросов была включена в анкеты в исследовательских целях), но, несмотря на различия в объеме диагностического блока, расчетная чувствительность всех анкет примерно одинакова (вопросы подобраны для них так, что в тех анкетах, где диагностических вопросов меньше, их средняя диагностическая чувствительность является более высокой, что компенсирует меньшее количество вопросов). Вопросы всех пяти анкет практически не пересекаются (совпадающие диагностические вопросы в каждой произвольно взятой паре анкет составляют менее 10% от объема диагностического блока, то есть все 5 названных анкет вполне можно считать не зависящими друг от друга инструментами).

Кроме того, в исследовании получены, побочно, результаты, касающиеся валидности ряда других социодиагностических опросников (иных авторов), а также очных типировний, осуществляемых различными соционическими мастерскими. В настоящей статье все эти результаты будут представлены вашему вниманию.

 

В качестве предисловия: Важная для дальнейшего общая теория. Расчёт вероятности случайного совпадения двух ошибочных, но притом независимых диагнозов социотипа.

Этот расчет еще очень пригодится нам в других разделах статьи.

Во-первых, введем обозначения. Буквами P1 и  P2  будем обозначать вероятность правильной (истинной) диагностики двух методик (№1 и №2). Буквами D1 и  D2 обозначим средневыборочную достоверность каждой из этих методик (долю верных диагнозов, полученных для них на выборке ограниченного объема). Если выборка достаточно велика, то P1=D1 и P2=D2, - эту замену мы будем делать далее, не оговаривая специально.

Долю одновременной достоверной (верной) диагностики сразу двумя методиками будем обозначать как DD(1;2).  В отличие от DD(1;2) будем называть эмпирической сходимостью величину СХ, равную эмпирической доле совпадений в выборке диагнозов двух разных методик (она больше величины  DD(1;2) на вероятность одновременной одинаковой ошибки двух методик).

Предположим, что две разные социодиагностические процедуры одновременно ошиблись при постановке диагноза социотипа (и это есть уже тот состоявшийся факт, от которого далее можно отталкиваться). «Верный» тип для испытуемого только один, а вот неверных на выбор - сразу 15 (все, за исключением одного верного, который заведомо исключается из возможных версий реализации события). Если бы ошибки в определении социотипа были чисто случайными, то вероятность для независимых ошибок двух методик одновременно совпасть (по итоговому выбранному типу) была бы равна 1/15=0,067=6,7%  (ибо чтобы вторая методика попала в тот же ошибочный тип, что и первая, у нее есть для этого совершенно равный и случайный выбор из 15-ти альтернатив).

Но вероятность для социодиагностической методики (будь это опросник или очное типирование, или самотипирование – без разницы) ошибиться в тот или другой «неверный» тип совсем не одинакова для разных типов социона, находящихся в различных отношениях с «верным» типом: например, в «квазитождиков» или «родственников» ошибки происходят куда чаще, чем в «активаторов» или «ревизоров». Это сужает поле для случайности в выборе той или иной типной ошибки, поэтому результирующая вероятность совпадения названий ошибочно диагностированного типа для двух социодиагностических методик, даже во всем прочем абсолютно взаимно не зависящих друг от друга по своим ошибкам, всё равно будет явно выше, чем 1/15.  А сколько?  Это можно не прикидочно, а абсолютно точно выяснить с помощью математико-статистического моделирования, опираясь на имеющуюся у нас обширную статистику частоты различных диагностических ошибок (то есть частоты ошибочной диагностики в родственника, деловика, квазитождика, дуала, конфликтера и т.п.).

Опуская расчеты, приведем результат. Оказывается, «эффективное» число независимых случайных альтернатив для «выбираемого» ошибкой социотипа равняется не 15¸ а в среднем около 9. Снижение «эффективного» числа альтернатив с 15 до 9 объясняется сокращением числа степеней свободы при выборе возможной ошибки – и происходит это в том числе из-за очевидного вероятностного неравенства типных ошибок, отличающих диагностируемый тип от истинного либо по одной-единственной базовой дихотомии, либо по большему их количеству.

Потому вероятность для независимых ошибок двух методик одновременно совпасть (по итоговому выбранному типу) равна не 1/15=0,067, а равна 1/9=0,111  (ибо чтобы вторая методика попала в тот же ошибочный тип, что и первая, у нее есть для этого совершенно равный и случайный выбор из эффективного числа 9-ти как бы равновесящих альтернатив, вместо 15-ти альтернатив с различной вероятностью реализации).

Сходимость двух независимых диагностических процедур больше их совместной достоверности на ту долю ошибочных диагнозов, которые у двух методик тоже случайно совпали. Вероятность того, что ошибется первая методика, равна (1-D1). Вероятность того, что ошибется вторая методика, равна (1-D2). Если методики независимы, то вероятность их одновременной ошибки (пока все равно, какой, одинаковой или разной) равна произведению двух вероятностей, а именно (1-D1)*(1-D2).  При условии того свершившегося факта, что ошиблись обе социодиагностические методики, средняя вероятность их ОДИНАКОВОЙ ПО ВЫБРАННОМУ ТИПУ ошибки равна 1/9=0,111  (как мы показали выше). Итого, для окончательного нахождения вероятности двух ошибок, предстоит умножить еще и на эту вероятность, и итого:

Вероятность совместной одинаковой ошибки двух методик = (1-D1)*(1-D2)*0,111

Вероятность их одновременного абсолютно правильного (истинного) диагноза = D1*D2

Отсюда эмпирическая сходимость двух методик (суммарная доля фактического, то есть случайного или неслучайного совпадения их типных соционических диагнозов на выборке):

СХ(1;2)=D1*D2 + (1-D1)*(1-D2)*0,111  {1};

Зная диагностическую сходимость двух методик на большой выборке и одну из достоверностей D (например, D1), отсюда можно найти неизвестную достоверность D2:  

D2= (СХ(1;2)-0,111+0,111*D1)/(D1+0,111*D1-0,111)   {2}.   Например, для СХ(1;2)=0,49 и D1=0,7, получаем отсюда D2=0,4567/0,6667=0,685 (а отнюдь не 0,7, как было бы при соблюдении условия СХ(1;2)=D1*D2).

Если неизвестны обе достоверности двух независимых методик, но из каких-то соображений предполагается, что они по величине друг другу равны, тогда, заменив обе неизвестные достоверности одной буквой D, получаем:  СХ(1;2)=D*D+0,111*(1-D)*(1-D)

Отсюда (помня также, что 0,111=1/9), получаем:  

D=0,1*(1+3*корень(10*СХ(1;2)-1))    {3}.   Например, отсюда для СХ(1;2)=0,64 получается D1=D2=D=0,797; для сходимости СХ(1;2)=0,25 получается D=0,467, и т.п.

 

1. Повторная диагностика соционических параметров (со значительным разрывом двух тестирований во времени) по иной, независимой форме анкеты (с полностью другим набором вопросов)

Из общего количества в 2500 анкет в нашем распоряжении оказалось 127 случаев, когда одни и те же респонденты, с целью перепроверки своего социотипа, спустя несколько дней (или примерно в половине случаев – несколько недель) по собственному желанию проходили типодиагностику по другой форме анкеты (то есть со значительным временным разрывом и по другим диагностическим вопросам). Коэффициенты линейной корреляции между типными профилями, получаемыми по двум разным анкетам (для 127 пар случаев), а также сходимость диагнозов «ведущего социотипа» по анкетам двух разных форм на этой выборке (а именно доля их точного совпадения), приведены ниже в табл.1.1.:

Табл. 1.1. Коэффициенты корреляции типных профилей и сходимость типных диагнозов (доля их точных совпадений) при типировании с разрывом во времени (от нескольких дней до нескольких недель) по двум различным анкетам (с разными вопросами)

 

Все пары повторных анкет (N=127 пар)

Пары повторных анкет только с положительными (в среднем по паре) баллами надежности (N=106 пар)

Сходимость двух диагнозов социотипа (доля точных совпадений диагноза между первой и второй формами анкеты при соционическом тестировании по ним с разрывом во времени от нескольких дней до нескольких месяцев)

0,709

0,745

Расчетная – по формуле {3} – средняя достоверность  однократного типирования по анкете

0,840

0,862

Коэффициент линейной корреляции между двумя типными профилями - первичным и повторным (каждый профиль состоит из 16 чисел, характеризующих общность характера респондента с каждым из 16 социотипов). Каждый профиль перед расчетом корреляции между ними стандартизирован по контрасту (приведен к единичному стандартному отклонению в массиве составляющих его 16 чисел)

0,838

0,866

Средняя дисперсионная общность двух типных профилей, первичного и повторного (= квадрату коэффициента корреляции)

0,70

0,75

Доля дисперсии полного соционического профиля (включающего не только информацию о ведущем типе, но и о всех допакцентах к нему), не воспроизводимая при повторном тестировании. Она связана как с объективными вариациями психического состояния респондента, так и с погрешностями анкетного типирования.

0,30

0,25

 

При анализе табл.1.1. следует учитывать, что респонденты, идущие на повторное типирование, как правило имеют пограничные типы. Это означает наложение на основной тип дополнительной акцентуации в сторону какого-либо другого типа (или сразу нескольких из них), что приводит к уменьшению разности высот между ведущим пиком типного профиля и следующими за ним по величине. Снижение в разности высот двух пиков приводит, в свою очередь, к тому¸ что воспроизвогдимость диагноза ведущего пика профиля при повторном тестировании снижается. Таким образом, числа в таблице 1.1. следует считать нижней границей для средней оценки воспроизводимости диагноза (и формы профилей) при повторных тестированиях по анкетам с другими вопросами.

Обратим внимание еще на то обстоятельство, что средняя доля совпадения двух дискретных диагнозов (сходимость) и дисперсионная общность двух типных профилей оказываются практически равными другу другу (а именно, =0,75 для анкет с положительной надежностью профилей). Соответственно, и средняя достоверность однократного измерения типа по анкете (=0,86) аналогичным образом практически совпадает с коэффициентом корреляции между массивами двух типных профилей, первичных и повторных. Этот результат не случаен - исходя из законов математической статистики, эти совпадения закономерны, они и должны получаться.

Представляет интерес воспроизводимость при повторной анкетной диагностике (по анкетам с другим набором вопросов) не только ведущего социотипа и в целом полного типного соционического профиля респондента (отражающего также допакценты), но также и иных результатов анкетного типирования. В частности, интерес представляет воспроизводимость показателя надежности (жестко связанного с контрастом получающегося типного профиля) и воспроизводимость тяготения ответов респондента к межтипному среднему (склонность отвечать на вопросы анкеты так, как ответил бы на них средний усредненный между всеми типами представитель социона). Последний показатель отчасти связан с конформизмом респондента или его возможной поспешностью в заполнении анкеты, но отчасти он характеризует и объективную сглаженность типного и функционального профилей респондента. Еще один показатель, воспроизводимость которого представляет интерес, это объективный показатель истероидно-демонстративных черт характера (он не связан с содержанием ответов респондента на вопросы анкеты и вычисляется исключительно по их формальной стороне, а именно, по склонности чаще соглашаться с любыми предлагаемыми «на примерку» утверждениями, нежели их отвергать). Привязка этого последнего показателя к истероидно-демонстративным чертам характера обусловлена тем, что он, оказывается, только с этими чертами характера (при содержательном анализе личности) и коррелирует, причем очень тесно. Дело в том, что именно люди с демонстративным радикалом поведения обладают самой высокой внушаемостью, отсюда и их склонность при примерке утверждений на себя чаще с ними соглашаться.

Для всех трех названных контрольных показателей их корреляция с аналогичными показателями, но при повторном тестировании по анкете иной формы, приведена в табл.1.2.:

Табл. 1.2. Воспроизводимость некоторых контрольных показателей анкеты при повторном типировании (в среднем через 2 недели) по анкете с другими вопросами

 

Коэффициент линейной корреляции между значениями показателя (на выборке 127 человек, при сравнении между первичным и повторным тестированиями)

Условный показатель надежности (равен линейной функции от контраста получающегося типного профиля – до выравнивания контрастов профилей их нормированием к единичному стандартному отклонению)

0,72

Показатель корреляционной сцепленности ответов респондента с усредненными ответами "среднего человека"

0,51

Внеанкетный показатель истероидно-демонстративных черт характера (рассчитывается не по содержательным, а по формальным признакам анкетных ответов)

0,81

 

2. Повторная диагностика соционических параметров со значительным разрывом  во времени, но по социодиагностической анкете той же формы (с теми же самыми вопросами).

У нас в выборке среди 2500 анкет нашлось 80 пар анкет, или 80 респондентов, удовлетворяющих этому требованию (то есть заполнивших одну и ту же анкету дважды, с интервалом во времени от недели и более и без подмены нового заполнения правкой предыдущей анкеты).

По аналогии с предыдущим разделом 1, приведем таблицы 2.1. и 2.2., отражающие воспроизводимость при повторном тестировании тех же самых показателей, что и в предыдущем разделе статьи, но при повторном тестировании по анкете не отличающейся, а той же самой формы (то есть с теми же вопросами):

Табл. 2.1. Коэффициенты корреляции типных профилей и сходимость типных диагнозов (доля их точных совпадений) при повторном типировании с разрывом во времени (от нескольких дней до нескольких недель) по анкете с одними и теми же вопросами

 

Все пары повторных анкет, включая и 20 пар с отрицательной надежностью профилей (всего N=80 пар)

Сходимость двух диагнозов социотипа (доля точных совпадений диагноза между первым и вторым анкетированиями) при повторном анкетировании спустя время от нескольких дней до трех недель)

0,775

Расчетная – по формуле {3} – средняя достоверность  однократного типирования по анкете (в условном предположении независимости двух анкет, что в данном случае НЕВЕРНО). Рассчитанная по формуле достоверность диагностики оказывается потому завышенной.

0,879

Коэффициент линейной корреляции между двумя типными профилями - первичным и повторным (каждый профиль состоит из 16 чисел, характеризующих общность характера респондента с каждым из 16 социотипов). Каждый профиль перед расчетом корреляции между ними стандартизирован по контрасту (приведен к единичному стандартному отклонению в массиве составляющих его 16 чисел)

0,905

 

Средняя дисперсионная общность двух типных профилей, первичного и повторного (равна квадрату коэффициента корреляции)

0,82

Доля дисперсии полного соционического профиля (включающего не только информацию о ведущем типе, но и о всех допакцентах к нему), не воспроизводимая при повторном тестировании. Она связана как с объективными вариациями психического состояния респондента, так и с влиянием на ответы случайно-ситуативного фактора

0,18

 

Табл. 2.2. Воспроизводимость некоторых контрольных показателей анкеты при повторном типировании по той же анкете около 10 дней спустя

 

Коэффициент линейной корреляции между значениями показателя (на выборке 80 человек, при сравнении между первичным и повторным тестированиями)

Условный показатель надежности (равен линейной функции от контраста получающегося типного профиля – до выравнивания контрастов профилей их нормированием к единичному стандартному отклонению)

0,86

Показатель корреляционной сцепленности ответов респондента с усредненными ответами "среднего человека"

0,89

Внеанкетный показатель истероидно-демонстративных черт характера (рассчитывается не по содержательным, а по формальным признакам анкетных ответов)

0,87

 

3. Средняя сходимость анкетного диагноза с результатами очной экспертной диагностики социотипов

Ранее А.Хижняком уже были опубликованы результаты сходимости диагноза социотипа по анкете NSI c результатами очной экспертной типодиагностики, до того произведенной для респондентов анкеты в Уфимском соционическом клубе, а также среди постоянных участников форума ШГС, в Калининградском центре соционики и в Екатеринбургском соционическом клубе (http://socionics.kiev.ua/f/index.php?showtopic=1549&st=50).

Ниже в табл.3.1. приведены эти результаты в обобщенном виде:

Табл.  3.1.

 

Уфимский соционический клуб

Постоянные участники форума ШГС

Калининградский центр соционики

Екатеринбургский соционический клуб

Общее число проверенных респондентов (анкет)

13

9

25

19

Средняя сходимость диагнозов по анкете и по очному типированию (доля точных совпадений двух диагнозов ведущего социотипа)

0,77

0,89

0,60

0,58

Число анкет с положительными баллами надежности (достаточно высокий, то есть достаточно контрастный типный профиль по анкете)

12

8

21

17

Средняя сходимость диагнозов в подвыборке анкет с положительной надежностью

0,83

0,88

0,67

0,65

 

Если просуммировать результаты табл.3.1. по всем столбикам, то получаем табл.3.2. , из которой можно сделать некоторые выводы о сравнительной достоверности анкетных диагнозов в двух группах анкет: с положительной и с отрицательной условной надежностью (анкеты второй группы имеют типные профили низкого контраста, то есть сильно зашумленные и слабо выраженные по высоте):

Табл. 3.2.

 

В сумме все 4 соционических школы, предоставившие анкеты своих испытуемых для сравнения диагноза социотипов

Общее число проверенных респондентов (анкет)

66

Средняя сходимость диагнозов по анкете и по очному типированию (доля точных совпадений двух диагнозов ведущего социотипа)

0,667

Расчетная – по формуле {2} – средняя достоверность  однократного очного типирования в четырех соционических мастерских (с учетом средней достоверности анкетного типирования =0,84)

0,79

Число анкет с положительными баллами надежности (достаточно высокий, то есть достаточно контрастный типный профиль по анкете)

58

Средняя сходимость диагнозов в подвыборке анкет с положительной надежностью

0,726

 

Если воспользоваться результатами таблицы 1.1., из которых следует, что средняя достоверность точного анкетного определения социотипа для всех испытуемых составляет 84,2% , а для подвыборки испытуемых с положительной анкетной надежностью – 86,3% , то можно оценить среднюю достоверность также и диагнозов, полученных при очном типировании (для четырех указанных соционических школ в средневзвешенном виде). Для общего массива всех испытуемых она составляет около 79% (приблизительно равно 0,667/0,842), а для подвыборки испытуемых с положительной надежностью их анкет она составляет 84% (приблизительно равно 0,726/0,863). Во втором случае получается несколько более высокий результат (84% правильных диагнозов при очном типировании), видимо, за счет того, что испытуемые с положительной надежностью социодиагностических анкет имеют либо более высокий коэффициент интеллекта, либо более долгий соционический опыт, поэтому их очное типирование проще осуществляется и дает более достоверный результат.

Мы также видим, что, на примере приведенных четырех соционических клубов (очная типодиагностика которых, наряду с соционической школой Веры Новиковой, является, возможно, одной из наиболее надежных среди соционических школ России), их средняя достоверность типодиагностики (79%) получается все равно ниже, чем средняя достоверность типодиагностики  с помощью диагностических опросников по методике Таланова (84% достоверных попаданий, см. табл.1.1.).

На следующем этапе исследования было продолжено сравнение диагнозов «по анкете» и по результатам очного типирования в различных соционических центрах, но в этом случае к помощи центров уже не прибегали. Вместо этого всем респондентам, анкеты которых поступали на обработку посредством Интернета «самотеком», предлагалось указывать, помимо собственной оценки своего социотипа, также его диагнроз, поставленный каким-либо соционическим центром при очной типодиагностике (если таковая когда-либо имела место). Из общего числа 2400 респондентов, анкеты которых поступили на обработку «самотеком», свой тип по итогам очного типирования (и с указанием также центра, где это типирование производилось) назвали 155 человек. К сожалению, среди социодиагностических центров и персонально отдельных практикующих социоников, производивших очное типирование, наблюдается при это очень большое разнообразие. Удается выделить только, примерно, пять соционических центров или отдельных социоников, количество клиентов которых по итогам очного типирования составляет в нашей выборке более 10 человек.  Наиболее популярным оказался «соционический практикум» Веры Новиковой (Москва) – из числа его клиентов (включая как проведенное для них очное типирование, так и типирование по скайпу) в нашу выборку попало  25 человек. Набралось также 14 человек, прошедших очную типодиагностику в Школе прикладной соционики Елены Удаловой (Москва); 12 человек, получивших диагноз социотипа на сессиях Открытого Соционического Клуба Санкт-Петербурга; 10 человек, прошедших типирование у Сергея Ионкина (он же «Enman», Москва-Ногинск); 12 человек, прошедших очное типирование в «Динамической соционике» Владимира Миронова (из них 8 человек в Петербурге и 4 чел. в других городах, где открыты отделения этой фирмы, - но мы их результаты объединяем, поскольку методика типирования в этой фирме общая, основанная на своеобразной трактовке наполнения признаков Рейнина). Для всех прочих социоников, соционических школ и мастерских количество респондентов в нашей выборке, прошедших у них очное типирование, составило в каждом случае менее 10 человек, поэтому мы их рассматривать не будем.

Результаты анализа сходимостей диагнозов по очному типированию и по анкете приведены в следующей таблице 3.3.  Следует, однако, учитывать, что состав респондентов различается между таблицами 3.1. и 3.3. тем, что в последнем случае выборка составлялась из анкет, поступивших самотеком, то есть в инициативном порядке, поэтому в ней может быть искусственно повышен процент респондентов, изначально несогласных с диагнозом, поставленным им при очном типировании – ведь именно это обстоятельство может служить поводом дополнительного прохождения довольно длинной и трудоемкой социодиагностической анкеты. Поэтому в таблице 3.3. (по сравнению с таблицей 3.1., где проанкетироваться просили своих испытуемых сами мастерские)  может быть завышен (относительно подлинного статистического среднего) процент респондентов, заведомо получивших при очном типировании в соционических мастерских неверный диагноз социотипа.

Табл. 3.3.

 

Открытый Соционический Клуб Санкт-Петербурга

Соционическая типолаборатория (или Социопрактикум) Веры Новиковой

Сергей Ионкин ("Enman")

Школа прикладной соционики (Елена Удалова)

"Динамическая соционика" (Владимир Миронов)

Все соционики в сумме (52 соционические мастерские), осуществившие очное типирование 154 респондентов выборки

Общее число респондентов, помимо заполнения анкеты прошедших также очное типирование в соответствующей соционической мастерской

12

25

10

14

12

154

Средняя сходимость диагнозов по анкете и по очному типированию (доля точных совпадений этих двух диагнозов социотипа)

0,50

0,56

0,20

0,14

0,08

0,34

Средняя сходимость диагноза, полученного респондентом при очном типировании в соционической мастерской, с его самодиагнозом (с его самоощущением, самотипированием)

0,45

0,58

0,50

0,36

0,58

0,55

Средняя сходимость анкетного диагноза с самодиагнозом респондента (с его самоощущением, самотипированием)

0,81

0,63

0,60

0,43

0,25

0,52

Число респондентов с положительными баллами анкетной надежности

 

19

 

10

 

117

Средняя сходимость диагнозов анкеты и очного типирования в подвыборке анкет с положительной надежностью

 

0,72

 

0,20

 

0,35

 

Прежде чем анализировать таблицу 3.3., следует подчеркнуть, что для точных сравнительных выводов о достоверности социодиагностики в той или иной соционической мастерской объемов выборки в 10-14 человек (и даже в 25 человек), безусловно, не достаточно. Можно говорить лишь о статистических тенденциях (которые на выборках большего объема могут с достаточно большой вероятностью подтвердиться, но могут и быть опровергнуты, хотя и с меньшей вероятностью).

Итак, высоким уровнем совпадения диагнозов «по очному типированию» и «по большой социодиагностической анкете» отличаются очные типирования в Соционической типолаборатории Веры Новиковой и в Открытом Соционическом Клубе Санкт-Петербурга. Уровень сходимости с анкетой в этих двух случаях статистически не отличается от соционических мастерских, ранее рассмотренных в табл. 3.1. , а уровень достоверности диагнозов, выдаваемых при очном типировании, принадлежит доверительному интервалу (р<0,1) приблизительно от 60% до 86% достоверности. Подчеркнем, что речь тут идет о социотипах в рамках той традиционной соционики, которой, очевидно, придерживаются большинство социоников России и Украины. Те же школы, которые, например, отталкиваются в социодиагностике от всех 15 признаков Рейнина и собственных своеобразных представлений об их содержательном наполнении (в их ряду и школа В.Миронова) могут и не укладываться в эти каноны, на что и может указывать результат таблицы 3.3. С чем связаны низкие результаты сходимости в столбике Удаловой, мы не знаем, но этот результат может быть и следствием недостаточного объема выборки. Сравнительно умеренные совпадения нескольких очных диагнозов Ионкина (автора ряда очень интересных исследований по соционике) с анкетными диагнозами тоже вполне могут быть артефактом малой выборки, но могут быть, увы, и следствием его увлечения в последнее время отдельными не до конца проверенными по содержательному наполнению признаками Рейнина в диагностике, из-за чего более надежные целостные свойства типа недооцениваются.

В качестве тоже лишь статистической тенденции, обращает на себя внимание еще и возрастание степени «авторитарной убедительности» соционических мастерских - в направлении слева направо в таблице 3.3. (от первого столбика с данными к пятому столбику, без учета последнего шестого). Вывод об этой тенденции следует из того, что в этом ряду возрастает влияние типа, заявленного школой при очной диагностике испытуемому (особенно, не верно заявленного) на его собственное представление о своем социотипе. Таким образом, эффект соционического внушения, своеобразного соционического зомбирования (осуществляемого искусно навязываемым диагнозом) в этом ряду слева направо возрастает.

Первые два столбика (с данными) в табл.3.3. подтверждают валидность диагностики как по социодиагностическим анкетам обсуждаемой серии (по методике Таланова), так и при очном типировании в соответствующих этим столбикам двух соционических мастерских. Матожидание средней достоверности диагнозов «по очному типированию» в этих мастерских составляет для Открытого соционического клуба СПб около 59%, а для мастерской Веры Новиковой – около 66%  (это результат расчета по формуле {2} с учетом ранее показанного равенства средней анкетной достоверности 84%). Реальные уровни средней достоверности «очных» диагнозов в этих мастерских могут быть, однако, и выше (напоминаем, что особенностью используемой выборки, на которой получены результаты таблицы 3.3., является желание респондентов перепроверить свой социотип – то есть в ней может происходить нарочито повышенное накопление лиц либо с объективно «пограничным» типом, либо тех, кому диагноз при очном типировании был поставлен, по каким-то причинам, неверно).

Последний, шестой столбик таблицы 3.3., удручает. Он показывает, что в среднем, с учетом всех ныне работающих социоников, берущих на себя смелость осуществлять очную социодиагностику (в основном они территориально расположены в России), средняя сходимость их диагнозов с более точными диагнозами по «большой» анкете составляет лишь 34%, а с учетом средней достоверности анкетных диагнозов в 84% , достоверность всей очной соционической диагностики в России составляет в среднем, оказывается, лишь 39% (расчет по формуле {2} с учетом выше показанной величины анкетной достоверности 84%). Таким образом, более чем в пятидесяти процентах случаев испытуемым выдают по результатам очной диагностики неверный тип. И в основном это среди социоников, берущих за свои услуги деньги. Средняя достоверность диагностики при очном типировании в 39% соответствует сходимости диагнозов от разных «среднестатистических социоников» примерно на уровне 19-20% - примерно такая величина подтверждалась и ранее, до нашей работы, у других авторов, в исследованиях перекрестной сходимости диагнозов в типировании знаменитостей. А в известном днепропетровском эксперименте 1999 года СРТ-99 получалась лишь чуть более высокая средняя сходимость типных диагнозов разных профессиональных типировщиков, при очном типировании ими 13-ти испытуемых «кроликов» - а именно 27%, что соответствует средней достоверности типирования 49%  [4].

В то же время таблицы 3.1. и 3.3. показывают, что существуют и такие соционические мастерские (и их, судя по всему, немало), где средняя достоверность очной диагностики социотипа поднята почти до максимального теоретического предела, а именно до 80-84%. Сходимость диагнозов между такими школами должна составлять 60-70%.

Когда мы говорим о верхнем теоретическом пределе достоверности определения социотипа, то имеем в виду, что, согласно нашим предыдущим исследованиям, теоретический предел средней достоверности социодиагностики равен примерно 90% (он одинаков и для анкет, и для очного типирования). Наличие этого предела обусловлено тем, что около 15-20% всех людей имеют практически строго промежуточный тип между двумя «стандартными» типами социона (таков уж расклад их соционических функций по величине). Потому отнесение этих процентов людей строго к одному из типов может быть в принципе осуществлено только абсолютно произвольно, на чисто случайной основе, и не иначе – особенно принимая во внимание неизбежные колебания профиля психических функций человека в зависимости от состояния и настроения. Если размах этих ситуативных колебаний превышает разницу в высоте двух лидирующих пиков типного профиля человека (даже при условии наличия такой небольшой разницы), то, каковой бы чувствительной ни была диагностическая методика, но однозначное достоверное определение типа человека при однократном тестировании становится невозможным - как в случае опросников, так и при очном типировании).

 

4. Анализ перекрестной сходимости диагнозов «большой» социодиагностической анкеты IOSG (по методике Таланова) с результатами самотипирования респондентов и с диагнозами социодиагностических анкет других авторов.

Ранее у Светланы Сибирской уже была публикация на эту тему [3]. Ниже в таблицах 4.2. и 4.3. мы представляем результаты перекрестных сходимостей шести диагнозов социотипа (см. их нумерацию в табл.4.1.), полученные по окончательным и более полным данным, предоставленным автору для анализа С.Сибирской. Помимо увеличения объема выборки, результаты анализа представляются нами еще и несколько в иной обработке, чем в публикации С.Сибирской.

Примечание: свой тип по самотипированию респонденты вписывали в протокол ПОСЛЕ того, как они проходили тесты 3, 4, 5 и 6 – то есть, уже с учетом результатов этих тестов (и с несомненным их влиянием). Особенно влияли результаты тестов Гуленко и отчасти Тангеманн и «Питер-теста» (В.Миронов и др.), как более авторитетные (тест Ферзена, несмотря на его объективно более высокую надежность в сравнении с тестами Тангеманн и «Питер-теста», влиял на результаты самотипирования, как показали подробные статистические расчеты, меньше.

Большая диагностическая анкета IOSG, осуществляющая диагностику не по отдельным бимодальным признакам, а по целостным свойствам социотипов,  в подавляющем большинстве случаев проходилась респондентами в последнюю очередь, ее результатов они не знали. Поэтому от ее результатов самотипирование не зависело. По этой причине диагноз по опроснику IOSG является вполне независимым по отношению к прочим методикам. Однако результат самотипирования не может рассматриваться как строго независимый по отношению к тестам 3, 4, 5 и 6. Частичная зависимость самотипирования от их диагнозов (за счет скоррелированности ошибок) может приводить к завышению соответствующих попарных сходимостей. Не являются в строгом смысле не зависящими друг от друга, между собой,  и тесты 3, 4 и 5, ибо все они апеллируют только к 4-м базовым признакам Юнга в качестве основы диагностики. Поэтому ошибки, которые совершают эти тесты, также могут быть заведомо однонаправленными (например, при слабо выраженной иррациональности и сильно выраженных решительных чертах некоего экстравертного этика-интуита все эти тесты в тенденции отнесут респондента к числу ИЭЭ, в то время как на самом деле он является ЭИЭ, и т.п.). Поэтому и между этими тестами эмпирические значения попарных сходимостей могут (и скорее всего будут) завышаться.

 

Табл.4.1.  Использованные в проекте С.Сибирской диагностические методики (для перекрестного сравнения диагноза ТИМа). Адреса тестов указаны согласно ссылкам страницы сайта С.Сибирской с первой частью проекта: «сравнение соционических опросников».

1

тест IOSG-579

 

2

Комплексное самотипирование (самооценка социотипа респондентами)

 

3

тест Гуленко

http://www.tests-tests.com/gulenko.php?qnum=1&question=0

4

тест Ферзена

http://www.socionictest.net/

5

тест Тангеманн

http://aeterna.qip.ru/test/view/103109/

6

Питер- тест

http://vikrob.narod.ru/vovka1.htm  (тест «Рабочей группы по соционике» - с участием В.Миронова и др., 2002г)

 

  Табл. 4.2.

 

Количество непустых сочетаний двух диагнозов (число попарных сравнений)

 

 

 

1

2

3

4

5

6

1

 

182

201

198

199

198

2

182

 

182

181

180

181

3

201

182

 

198

199

198

4

198

181

198

 

196

198

5

199

180

199

196

 

196

6

198

181

198

198

196

 

 

Табл. 4.3.

 

Сходимость (доля совпадений диагноза)

 

 

1

2

3

4

5

6

1

 

0,62

0,51

0,40

0,33

0,20

2

0,62

 

0,52

0,48

0,36

0,21

3

0,51

0,52

 

0,42

0,32

0,19

4

0,40

0,48

0,42

 

0,29

0,18

5

0,33

0,36

0,32

0,29

 

0,12

6

0,20

0,21

0,19

0,18

0,12

 

 

Табл. 4.4.

 

Методика получения соционического диагноза

Расчетная достоверность типодиагностики  по методике (с учетом формулы {2} и достоверности IOSG =84%, рассчитанной на основании табл.1.1.)

Расчетная достоверность методик при допущении меньшей величины средней достоверности методики IOSG (=75%)

1

тест IOSG-579

0,84

0,75

2

Комплексное самотипирование (самооценка  своего социотипа респондентами)

0,734

0,821

3

тест Гуленко

0,602

0,671

4

тест Ферзена

0,470

0,521

5

тест Тангеманн

0,376

0,414

6

Питер-тест

0,218

0,234

 

Следует отметить, что на полной выборке (2500 респондентов) средняя сходимость самотипирования с диагнозом социотипа по анкетам форм NSI, NSIC, NSIE, IOSG, ISG составила 58%. Исходя из средней достоверности анкетных диагнозов 84%, эта сходимость соответствует средней достоверности самотипирования, равной  68,4% (0,684), поэтому вряд ли на данной подвыборке из 200 человек она могла составить величину выше 73-75%.

 

Основные выводы:

1. Для анкет форм NSI, NSIC, NSIE, IOSG, ISG, построенных по методике В.Таланова, их средняя вероятность правильного определения ведущего типа испытуемого (на полной выборке испытуемых с любыми значениями достоверности анкетных профилей) составляет, согласно результатам таблицы 1.1., около 84%. На подвыборке испытуемых, имеющих только положительные (в условных баллах) баллы надежности диагностируемых анкетой типных профилей, эта вероятность правильного диагноза равна в среднем 86%.

2. Средняя достоверность результатов самотипирования составила на выборке 2500 человек величину около 68-69%, но на некоторых подвыборках (если это люди, лучше среднего знакомые с соционикой) эта величина может существенно повышаться.

3. Тест Гуленко имеет среднюю достоверность своих диагнозов не выше 65%, тест Ферзена – не выше 50%, тест Тангеманн – не выше 40%, «Питер-тест» – не выше 23%.

4. Средняя достоверность диагностики очного типирования (в усреднении по всем типировочным актам, осуществляемым в пределах России и частично Украины и Белоруссии лицами, занимающимися очным типированием на профессиональной основе) составляет, исходя из данных табл.3.3., около 39-40% (пересчет эмпирически найденной средней сходимости с анкетой, равной 34%, в среднюю достоверность типирования по формуле {2}). Расчетная сходимость диагнозов таких «среднестатистических социоников» между собой должна составлять около 16%.  Однако в некоторых соционических мастерских средняя достоверность их очного типирования поднимается до 60-70 и даже до 80%. Среди этих соционических школ межшкольная сходимость диагнозов должна повышаться до уровня 50-65%. Из числа коммерческих соционических центров, которые мы смогли оценить, наилучшие результаты показали Калининградский центр соционики и московский «Соционический практикум» Веры Новиковой. А среди некоммерческих соционических мастерских мы уже смогли убедиться в высоком или достаточно высоком уровне достоверности очных типирований в Уфимском, Екатеринбургском и Санкт-Петербургском соционических клубах.

5. У средней достоверности соционической типодиагностики (если в качестве ее выборки рассматривать всю человеческую популяцию) есть верхний теоретический предел, приблизительно равный 90%, ему соответствует верхний теоретический предел сходимости диагнозов, приблизительно равный 80%. Верхний предел диагностической достоверности обусловлен тем, что около 15%-20% всех людей имеют практически промежуточный тип между двумя или даже тремя «стандартными» типами социона (и промежуточному характеру их типа, многократно подтверждаемому при тестировании на самых разных методиках, соответствует у них и своеобразная иерархия 8-ми функций психики). Уверенное отнесение этой части людей конкретно к одному из 16-ти типов  социона может быть совершено лишь произвольно, безотносительно к их реальным психологическим качествам. Более подробно и доказательно вопрос промежуточных (пограничных) случаев рассматривается в других наших работах, и прошлых, и еще готовящихся к публикации. Сейчас лишь отметим, что причиной принципиальной невозможности однозначной типодиагностики людей с приблизительно пограничным типом являются неизбежные колебания профиля психических функций человека в зависимости от его состояния и настроения (если размах этих ситуативных колебаний превышает разницу в высоте двух лидирующих пиков типного профиля человека, то, каковой бы чувствительной ни была диагностическая методика, но однозначное достоверное определение типа при однократном тестировании становится невозможным, как в случае опросников, так и при очном типировании).

 

Литература и ссылки:

  1. Диагностические анкеты NSIC и NSIE (ссылка по состоянию на декабрь 2013): http://hizhnjak.narod.ru/index.html
  2. Диагностическая анкета ISG (ссылка по состоянию на декабрь 2013): http://grafol.ru/swet/cot.html
  3. С.Сибирская.  Миф о низкой сходимости развеян.  - http://grafol.ru/swet/cmc2_rezult.html
  4. В.Л.Павлов, Н.Л.Малая, И.Е.Семенча, В.И.Гудрамович, С.Э.Пецольд (г. Днепропетровск). Что показал эксперимент СРТ-99. - http://vlp.chat.ru/srtrez1.html
  5. Сходимость типирований. - http://zanoza.socioland.ru/index.php/%D0%A1%D1%85%D0%BE%D0%B4%D0%B8%D0%BC%D0%BE%D1%81%D1%82%D1%8C_%D1%82%D0%B8%D0%BF%D0%B8%D1%80%D0%BE%D0%B2%D0%B0%D0%BD%D0%B8%D0%B9

 

 

Санкт-Петербург, 14.12.- 28.12.2013

copyleft: В.Л.Таланов, 2013 (автором разрешено свободное воспроизведение этой статьи на любых Интернет-страницах научного направления – с указанием url первоисточника: http://www.sociotoday.narod.ru/validnost.htm )

 

 

Возврат к оглавлению основных разделов: http://www.sociotoday.narod2.ru/index1.html

Предыдущие работы В.Л.Таланова (за пять лет) можно найти на сайте: http://www.newsocionicsmodel.narod.ru/

Рекомендуем посетить сайт А.Хижняка:  http://hizhnjak.narod.ru/index.html