С точки зрения ошибки оценки большинство тестов представляются не
особенно эффективными. Однако чаще всего при тестировании нет необ-
ходимости прогнозировать критериальное BbinoJ>nciiiic в индиви-
дуальных случаях, но требуется лишь определить, кто из испытуемых
превзойдет некоторый минимальный стандарт выполнения, или норма-
тивный показатель критерия. Каковы шансы у Мери Грин закончить ме-
дицинское училище, у Тома Хиг гипса усвоить курс дифференциальною
исчисления, а у Беверли Бруса преуспеть в качестве ас1ропавта? Кто из
поступающих, скорее всего, будет хорошим служащим, продавцом, меха-
ником? Такая информация полезна не только при отборе кадров, но
и при индивидуальном выборе профессии. Например, школьнику полез-
но знать, что у него хорошие шансы благополучно окончить юридиче-
ский факультет, даже если мы не можем с \ перечною 11.14 ч.п.ш.. будет
ли его средний балл 74 или 81.
Тест может заметно повысить эффективность прогноза, если для не-
го будет установлена любая, даже низкая, значимая корреляция с крите-
рием. В ряде случаев валидность 0,20 или 0,30 уже оправдывает включе-
ние теста в программу отбора. Для основных целей тестирования
суждение о тесте с точки зрения ошибки оценки чрезмерно строго. Су-
дить следует, принимая во внимание иные способы оценки геста, те, ко-
торые бы учитывали типы решений, осуществляемых на основе его ре-
зультатов. О некоторых из этих методов пойдет речь в следующем
разделе.
ВАЛИДНОСТЬ ТЕСТА И ТЕОРИЯ РЕШЕНИЙ
Основной подход. Предположим, 100 человек, поступающих на рабо-
ту, выполнили тест способностей и по прошествии какого-то времени
были оценены их успехи в выполнении своих обязанное} ей. На рис. 17
изображено двумерное распределение результатов тестирования и пока-
зателей выполнения работы. Корреляция между обеими переменными
несколько ниже 0,70. Необходимый минимум выполнения обязанностей,
154
ПРИНЦИПЫ ПСИХОЛОГИЧЕСКОГО ТЕСТИРОВАНИЯ
числу людей, не справившихся с работой, а 60 случаев над чертой-спра-
вившихся с ней. Если все 100 поступавших принимаются на работу, то
60Їо справятся с ней. При принятии меньшего числа без учета результа-
тов теста, т. е. наугад, относительное количество удач было бы, вероятно,
близким к 60Їо. Предположим, однако, тестовые показатели используют-
ся для отбора из 100 претендентов 45 наиболее перспективных сотрудни-
ков (индекс отбора-0,45). В таком случае следует выбрать 45 человек,
чьи показатели попали справа от вертикальной толстой линии. Среди
них будет 7 случаев неудач в работе, или ошибочного приема, и 38 слу-
чаев успеха. Процент успеха теперь равен уже не 60, а 84 (т.е. 38/45 ==
= 0,84). Это увеличение обусловлено применением теста в качестве ин-
струмента отбора. Кстати, можно игнорировать ошибки показателей
прогностического критерия, не влияющие на принимаемое решение. Из-
бирательную эффективность теста снижают только те из них, которые
находятся ниже горизонтальной толстой черты и, следовательно, поме-
щают индивида в ошибочную категорию.
Для полной оценки эффективности теста как инструмента отбора
рассмотрим также ошибки другого типа, представленные на рис. 17.
Рис. 17. Рост количества успехов вследствие использования отборочного тесто
и S QJ 0 10 S. ш а о И 1 to s л 1 1правильное принятие.S t С-х (и С U 1 л <о ? S 1" о. >1Ї <и о. х ш
;(38)
(шибочное неп зиняти/
(22)
///
т////
///м-//1111/
itfMiiii///ч
////тii/ill/
Прзвильное/////Mf-iw iiiiii/
непри (3нитие 3)тiiчillОшибочное пр (7)инятие
/iii
s X т 5 1/
той. Таким о, которые ост нормативные по-
ного успеха вао тесте Даала соответсеи,
бораприменяется при клиническоеa Тестировании
ошибоозо Р практике "Ри, если
ложительным в меди "азываются ит называется
Этот Рогии Результаты JC если п означает,
--
видов "?"Їоз относительно вьи учитывать
нота), а ределенных исключить н о не-
иснытуемых. Вно вьо характер Р серьезные
должен быть дос одимо, J может н граждан-
ожных афицированныи Ря на отбор Jo боль-
достаточно здесь Ует важнее нансла неудач.
щерб или У условиях быв большего ием
"Р-
установленвТо о можно
критериальнораспределение Р, методу ег, 1966;
Kuo-Cheng Hs ep потери, свя
156 ПРИНЦИПЫ ПСИХОЛОГИЧЕСКОГО ТЕСТИРОВАНИЯ
работой вновь принятых сотрудников с 60 до 84 может служить основа-
нием для оценки преимуществ от использования теста.
Теория статистических решений была разработана А. Уолдом
(A. Wald, 1950) применительно к решениям, принимаемым при контроле
качества промышленных изделий. Модификация этого подхода примени-
тельно к составлению и интерпретации психологических тестов была
осуществлена Л. Кронбахом и Г. Глесером (L. J. Cronbach, G. С. Glesser,
1965). Теория решений в принципе представляет собой попытку придать
процессу принятия решения математическую форму, с тем чтобы исполь-
зовать имеющуюся информацию для выработки в конкретных обстоя-
тельствах наиболее эффективных решений. Математические процедуры,
применяемые в теории решений, весьма сложны, и лишь немногие из них
имеют форму, приемлемую для непосредственного использования
в практических задачах тестирования. Некоторые из основных понятий
теории решений, однако, помогают лучше объяснить ряд касающихся те-
стов вопросов. Часть идей, составивших основу теории решений, была
введена в тестирование еще до того, как был разработан формальный
аппарат этой теории.
Предсказание результатов. Своего рода предвестником теории
решений в психологическом тестировании явились таблицы Тейлора-
Расселла (Н.С. Taylor, J.T. Russell, 1939), позволившие определить вы-
игрыш в точности отбора от использования теста. Для работы с табли-
цами нужно знать коэффициент валидности теста, индекс отбора
и базовый уровень, т.е. oi носи тельные количесгно coip\ шиков, спра-
вляющихся со своими обязанностями и набранных случайно (без исполь-
зования теста). Изменение любого из этих параметров может повлиять
на прогностическую эффективность теста.
В качестве примера приведем одну из таблиц Тейлора-Расселла, от-
вечающую базовому уровню 0,60 (табл. 14). В верхней ее части приве-
дены различные значения индекса отбора, в крайнем левом столбце-
коэффициенты валидности, а в с троках-относительное число успехов
среди принятых на работу по результатам теста. Разность между такой
величиной и 0,60 указывает на выигрыш от применения теста.
Очевидно, если индекс отбора равен 1,0, т.е. когда приему подлежат
все претенденты, ни один тест, как бы валиден он ни был, не улучшит ка-
чества отбора. Из табл. 14 видно, что при индексе отбора, равном 0,95,
даже тест с коэффициентом валидности, равным 1,0, повышает долю ус-
пехов только на 0,03 (с 0,60 до 0,63). Напротив, если из поступающих
нужно отобрать только 5Ї/", то тест обеспечивает рост правильно приня-
тых с 0,60 до 0,82. Этот рост представляет инкрементную валидность те-
ста (L. Sechrest, 1963), или рост прогностической валидности теста,
и указывает на роль теста в улучшении отбора лиц, которые в дальней-
шем будут удовлетворять минимальным требованиям критериального
выполнения. Применяя таблицы Тейлора-Расселла, необходимо, конеч-
но, знать валидность теста для группы именно того типа, по которой
определялся базовый уровень. Иными словами, польза от применения
теста оценивается не вероятностью успеха отобранных с его помощью
претендентов (если, конечно, до этого поступавшие на работу не при-
нимались наугад, что маловероятно), а тем, насколько улучшает проце-
дуру отбора, основывающуюся на сведениях о предыдущей деятельно-
157
ВАЛИДНОСТЬ ИЗМЕРЕНИЕ И ИНТЕРПРЕТАЦИЯ
Инкрементная валидность теста зависит не только от индекса отбо-
ра, но и от базового уровня, в чем можно убедиться, сравнивая разные
таблицы Тейлора-Расселла.
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39 40 41 42 43 44 45 46 47 48 49 50 51 52 53 54 55 56 57 58 59 60 61 62 63 64 65 66 67 68 69 70 71 72 73 74 75 76 77 78 79 80 81 82 83 84 85 86 87 88 89 90 91 92 93 94 95 96 97 98 99 100 101 102 103 104 105 106 107 108 109 110 111 112 113 114 115 116 117 118 119 120 121 122 123 124 125 126 127 128 129 130 131 132