Общая психодиогностика

Рис. 15 Схематическое представление таблицы «пункты (t) - испытуемые (S)», вектора 
суммарных баллов Х
k+1
, вектора с баллами по шкале лжи Х
k+2
, вектора С со значениями 
ключа по основной шкале, вектора L с ключом по шкале лжи 
Для успешного использования шкалы лжи пункты, относящиеся к этой шкале (имеющие 
ненулевые значения L), должны быть перемешаны в тестовом буклете с пунктами-вопросами, 
тестирующими основное психическое свойство (в противном случае -если все они собраны вмес-
те - достоверность искусственно возрастает). 
Оценка достоверности пунктов достигается с помощью статистической процедуры, анало-
гичной процедуре измерения внутренней валидности пунктов (надежности-согласованности - см. 
раздел 3.2): если при измерении внутренней валидности следует прокоррелировать каждую стро-
ку 1, 2,..., k со строкой k+l, то при измерении достоверности следует прокоррелировать каждую 
строку 1, 2,..., k со строкой k+2 (подходят точечно-бисериальный или четырехклеточный коэф-

---

82 
фициенты корреляции). Наиболее высокие по модулю значения корреляции должны быть полу-
чены в этом случае для пунктов, из которых составлена сама шкала лжи (это подтверждает ее 
консистентность, дифференцирующую силу для данной выборки). Положительная значимая 
корреляция для г (t
i
., Х
k+2
) пункта из основной шкалы С
i

О указывает на то, что данный пункт 
оказывается «прямым» по шкале социальной желательности; отрицательная значимая корреля-
ция указывает на то, что данный пункт является «обратным» по этой шкале. 
При подготовке особенно значимого психодиагностического обследования, в котором надо 
принципиально исключить всякую возможность преднамеренной фальсификации результатов, 
следует дополнить критерий оценки достоверности с помощью особой шкалы лжи еще одним 
критерием, основанным на использовании «фальсифицирующей инструкции», Для этого после 
обычной инструкции той же самой пилотажной выборке психолог дает инструкцию: «А теперь 
снова выполните задание, но старайтесь описать себя так, чтобы выглядеть максимально благо-
приятно в глазах большинства других людей». В результате применения такой инструкции пси-
холог получает дополнительную таблицу, аналогичную таблице на рис. 15, только содержащую 
фальсифицированные данные. В таком случае кроме подсчета очень грубого индекса «желатель-
ности» по формуле (3.3.2) у психолога возникает возможность поэлементного сравнения ответов 
испытуемых на один и тот же вопрос в обычной и фальсифицированной диагностических си-
туациях. Очевидно, что недостоверным следует считать вопрос, ответы на который будут изме-
нены в фальсифицированной ситуации в определенном систематическом направлении. Здесь 
пригодится простейший критерий значимости изменений, основанный на распределении «хи-
квадрат» (Рунион Р., 1982, с. 57-61). Для каждого пункта строится четырехклеточная матрица со-
пряженности: 
«После»
+ 
- 
«До» + 
Здесь в клеточке А указана частота сохранения ответа «верно» на некоторый /-и вопрос (из 
76 ответивших «верно» таких оказалось только 40 испытуемых), в клеточке В - частота измене-
ния ответа «верно» на ответ «неверно» и т. д. Как видим, смена инструкции привела к значитель-
ным изменениям. Но для оценки значимого направления этих изменений автор критерия Макни-
мар предложил сравнивать между собой по критерию «хи-квадрат» только элементы В и С этой 
матрицы: 
C
B
C
B
e
x




2
)
1
(
2
(3.3.3) 
где 
2
e