К вопросу о психометрической экспертизе и разработке психодиагностического инструментария для массовых обследований кандидатов на службу и сотрудников ОВД

УДК 15.07; 15.073; 152.3; 153.8; 158.

В.А. Шаповал*

К вопросу о психометрической экспертизе

и разработке психодиагностического инструментария

для массовых обследований кандидатов на службу и сотрудников ОВД

В работе представлены результаты сравнительной комплексной психометрической экспертизы наиболее распространенных психодиагностических опросников, используемых для решения задач профессионально-психологического отбора кандидатов и психологического сопровождения сотрудников ОВД и других силовых ведомств России и СНГ, а также психодиагностической методики, впервые в мировой практике позволяющей измерять бессознательные структуры личности. Приведены этапы разработки специального психодиагностического инструментария для массовых (недобровольных) обследований организованных контингентов в ситуации психологической экспертизы - психодинамически ориентированного личностного опросника (ПОЛО) «Ресурс», положенного в основу автоматизированной экспертно-диагностической системы для оценки и прогнозирования профессионально-психологического здоровья сотрудников правоохранительных органов на основе современных информационных технологий.

Ключевые слова: психометрическая экспертиза, массовые психодиагностические обследования, Психодинамически ориентированный личностный опросник (ПОЛО) «Ресурс», ABBYY FormReader (FlexiCapture), айтем-анализ, экспертно-диагностическая система, профессионально-психологическое здоровье.

КА. Shapoval*. On the psychometric expertise and the development of psycho-diagnostic tools for mass screening of candidates for the service and law enforcement officers. This paper presents the results of a comprehensive comparative psychometric expertise of the most common psycho-diagnostic questionnaires used for professional psychological selection of candidates and psychological support of law enforcement officers and other law enforcement agencies of Russia and the CIS, as well as psychodiagnostic method that for the first time in world practice allows to measure the unconscious structures of the individual.

The paper outlines stages of development of a special psycho-diagnostic tools for the mass, (involuntary) surveys of organized contingents in a situation of psychological examination - Psychodynamic oriented personality questionnaire (POPQ) "Resource", used as a basis for an automated expert diagnostic system for assessing and predicting professional and psychological health law enforcement officers using modern information technology.

Keywords: psychometric examination, massive psycho-diagnostic survey, Psychodynamic oriented personality questionnaire (POPQ) "Resource", ABBYY FormReader (FlexiCapture), item analysis, expert diagnostic system, professional and psychological health.

Несмотря на завершение первого этапа реформы МВД и продолжающееся реформирование органов внутренних дел, в СМИ периодически появляется информация о случаях неправомерного применения насилия сотрудниками полиции, превышения ими служебных полномочий, а также о правонарушенях, совершаемых ими в состоянии алкогольного опьянения. Подобные факты дискредитируют правоохранительные органы в глазах граждан, бросают тень на всех сотрудников полиции и наносят болезненный удар по их авторитету. Выдвинутая министром внутренних дел В. Колокольцевым задача создания новой популяции полицейских, заслуживающих доверия общества, связывается с возрастанием требований к профессиональным, морально-нравственным и личностно-психологическим качествам сотрудников полиции, а также совершенствованием их профессионально-психологического отбора и системы психологического обеспечения их профессионально-служебной деятельности.

На фоне ряда громких ЧП с участием полицейских, ставших достоянием СМИ и общественности, возрастает актуальность мероприятий превентивной диагностики и прогнозирования профессионально-психологического здоровья сотрудников ОВД. Это обусловлено высокой социальной значимостью их профессиональной деятельности, экстремальным характером многих ее видов, распространенностью состояний социально-психической дезадаптации (эмоциональное выгорание, аддиктивное поведение, дисгармонии семейной сферы, профессиональная деформация со склонностью к агрессивно-насильственному поведению и немотивированной жестокости и др.); социальной опасностью лиц с отклонениями в состоянии психологического здоровья, находящихся на службе, связанной с ношением и применением табельного огнестрельного оружия; латентным характером и трудностью выявления большинства отклонений в состоянии психологического здоровья сотрудников; недостаточной валидностью традиционно используемых психолого-психиатрических критериев их оценки; низкой

* Шаповал, Валентин Анатольевич, доцент кафедры юридической психологии Санкт-Петербургского университета МВД России, кандидат медицинских наук, доцент. Адрес: Россия, 198206, Санкт-Петербург, ул. Летчика Пилютова, д. 1. Тел.: 730-15-63. E-mail: vash23@mail.ru

* Shapoval, Valentin Anatoliyevich, associate professor of chair of Juridical psychology of Saint-Petersburg Ministry of Internal Affairs University of Russian Federation, Candidate of medical science, Associate professor. Address: Russia, 198206, St. Petersburg, Pilot Pilyutov str., 1. Tel.: 730-15-63. E-mail: vash23@mail.ru.

© Шаповал.В.А., 2013

достоверностью психодиагностических данных, получаемых с помощью морально устаревших штатных психодиагностических методик, ограниченностью концептуально-методологических подходов, лежащих в их основе, и открытостью доступа к их ключам в сети интернет, позволяющей испытуемым демонстрировать социально желательные результаты тестирования; некомпетентностью большинства ведомственных психологов в донозологической диагностике латентной психопатологии у сотрудников ОВД и ощутимым недостатком новых эффективных психодиагностических методик.

Первое распоряжение главы МВД о проведении внеплановых психологических обследований сотрудников для выявления лиц, имеющих признаки социально-психологической дезадаптации и находящихся в кризисных жизненных ситуациях, а также о введении в практику организации работы с личным составом проведения ежегодных психологических обследований руководящего состава ОВД и строевых подразделений милиции было направленно в органы внутренних дел субъектов РФ вскоре после громкого ЧП, связанного с неадекватным социально опасным поведением майора милиции Д. Евсюкова (апрель 2009 г.). А на состоявшейся вскоре после ЧП в казанском отделе полиции «Дальний» (март 2012 г.) коллегии МВД России в фокусе особого внимания руководства ведомства вновь оказались требующие безотлагательного решения проблемы организации многоступенчатой системы выявления у сотрудников признаков психических отклонений, проведения их обязательных периодичных психофизиологических обследований, а также обеспечения надежности профессиональной деятельности личного состава [9].

В «дорожной карте» дальнейшего реформирования МВД России, разработанной Расширенной рабочей группой экспертов, образованной при Министерстве, речь также идет о совершенствовании системы отбора кандидатов на службу в ОВД, «включая повсеместное внедрение современных методик тестирования и проверок, в том числе с применением методов контактных и бесконтактных психодиагностических комплексов и полиграфных устройств; а также развитие психологической службы ОВД» [1]. Наконец, принятым Правительством РФ Постановлением от 6 декабря 2012 г. № 1259, утвердившим правила профессионального психологического отбора на службу в ОВД, предписывается проведение специальных психологических и психофизиологических исследований (обследований), тестирований кандидатов для определения категорий их профессиональной пригодности.

Учитывая значительную численность личного состава ОВД, единственно доступным источником оперативного получения актуальной первичной психодиагностической информации о кандидатах и сотрудниках в соответствии с принципами необходимости и достаточности продолжают оставаться их массовые недобровольные психопрофилактические (скрининговые и мониторинговые) обследования с использованием специальных личностных опросников. Имеющие место затруднения в успешном решении данной проблемы могут быть преодолены с помощью: а) использования современных информационных технологий (технической составляющей); б) разработки нового, более валидного и надежного психодиагностического инструментария (концептуально-методологической составляющей).

Основной трудностью осуществления массовых психодиагностических обследований является организация получения, обработки и анализа разноплановой информации (результатов тестирования) больших контингентов испытуемых в условиях дефицита времени. «Ручной» способ обработки психологических данных путем последовательного накладывания на бланк ответов испытуемых почти трех десятков трафаретов «ключей» с подсчетом по каждой шкале совпавших с «ключом» пунктов (сырых баллов), последующим переводом их с помощью специальных таблиц в стандартизованные (Т) баллы и построением психологического профиля личности в силу своей трудоемкости и ненадежности за последние десятилетия в практике массовых психодиагностических обследований последовательно был вытеснен а) автоматическим считыванием графической информации ЭВМ с бланков в виде макетированных перфокарт; б) использованием компьютерных классов для группового компьютерного тестирования; в) применением автоматизированных рабочих мест психолога с комплексом специальных «зашитых» программ для компьютерного ввода результатов психодиагностических исследований как с помощью клавиатуры, так и с помощью сканера (аппаратно-программных комплексов); г) использованием открытых высокоточных систем потокового ввода больших объёмов разноплановых данных с бумажных и электронных носителей с возможностью дистанционной обработки и передачи данных по сети интернет.

Более чем 30-летний опыт работы в сфере массовых психодиагностических обследований показывает, что наиболее надежным и оптимальным способом потокового ввода больших объёмов данных на сегодняшний день может быть признано использование одной из лучших в мире технологий распознавания ABBYY FormReader

сведение к нулю влияния человеческого фактора оператора с абсолютным исключением «позиционных» ошибок; 11) автоматический контроль результатов распознавания вводимых данных с помощью готовых или задаваемых правил проверки, сверок по словарям и базам данных, правил контроля сумм и др.; 12) возможность автоматизировать весь процесс ввода, обработки и экспорта данных с бумажных носителей в файл или базу данных; 13) высокая производительность, позволяющая силами одного сотрудника вводить ежедневно от 500 до 1000 страниц в зависимости от сложности формы и аппаратной конфигурации (наличие скоростного сканера позволяет сканировать не менее 10 страниц в минуту) [12].

Использование открытых высокоточных систем потокового ввода данных позволяет осуществлять массовые психодиагностические обследования традиционным путем, используя брошюрные варианты тестов и специальные регистрационные бланки для автоматизированной обработки с использованием сканера. Предпочтительное использование бумажных носителей информации кроме экономического (нет необходимости в наличии специальных компьютерных классов для тестирования) и методологического (нет необходимости в проведении обязательной специальной рестандартизации тестовых методик, используемых в компьютерном варианте), имеет еще и важный для ситуации рекрутинга (приема на службу) правовой аспект, связанный с заполнением испытуемыми бланковых форм от руки и наличием личной подписи кандидата, что особенно актуально при возникновении и рассмотрении различного рода юридических коллизий.

Выгодным отличием применения указанного программного комплекса является возможность получения и статистического манипулирования тремя видами экспериментальных данных: первичными ответами испытуемого на каждое утверждение опросника типа «согласен» (1) или «не согласен» (0), суммарными показателями по каждой шкале опросника в так называемых «сырых» баллах, стандартизованными показателями по шкалам в рассчитанном по формуле или принудительно нормализованном Т-приведении (в Т-баллах или в стэнах), а также представлением полученной психодиагностической информации в графическом виде (психограмма или личностный профиль).

Особенно важной, на наш взгляд, при этом является возможность оперировать первичными ответами больших выборок испытуемых на пункты опросника (айтемы), открывающая широкие перспективы для проведения психометрической экспертизы используемых для массовой экспресс-диагностики методик в виде айтем-анализа (item analysis) - специальной эмпирико-статистической процедуры отладки тестов, основной целью которой является получение информации об адекватности функционирования составляющих тест утверждений (пунктов), служащих эмпирическими индикаторами диагностических концептов (шкал), для последующего повышения надежности и валидности теста путем редактирования или удаления слабо работающих утверждений [11].

В этой связи нами на материале психодиагностического обследования больших репрезентативных выборок (от n=600 до n=21000), обработанном и организованном в электронные базы психологических данных с помощью ABBYY FormReader, впервые была осуществлена комплексная психометрическая айтем-экспертиза «штатных» психодиагностических опросников, продолжительное время применяемых для решения задач профессионально-психологического отбора кандидатов и психологического сопровождения сотрудников правоохранительных органов и других силовых ведомств России и СНГ: методики многостороннего исследования личности — ММИЛ (Березин В.Ф., Мирошников М.П., Соколова Е.Д., 1994) и многоуровневого личностного опросника (МЛО) «Адаптивность» (Маклаков А.Г., Чермянин С.В., 1990, 1993), а также результатов впервые применяемой для этих целей психодиагностической методики - Я-структурного теста (ISTA) Г. Аммона (1998), позволяющей квантифицировать бессознательные Я-функции личности. Последняя после 5-летней апробации была взята нами за основу при разработке психодинамически ориентированного личностного опросника (ПОЛО) «Ресурс» - специального психодиагностического инструментария, предназначенного для массовых (недобровольных) обследований организованных контингентов в ситуации психолого-психиатрической экспертизы, положенного в основу автоматизированной экспертно-диагностической системы для оценки и прогнозирования профессионально-психологического здоровья сотрудников правоохранительных органов.

Использование современных информационных технологий и программ статистической обработки данных позволяет специалисту-психологу успешно осуществлять как эмпирический (статистический), так и рациональный виды айтем-анализа. Первый обычно состоит в вычислении таких статистических мер функционирования каждого пункта теста, как индекс трудности задания, индекс дискриминативности (различительной способности) тестового утверждения, определение коэффициента корреляции пункта с суммарным балом шкалы, максимального значения коэффициента ковариации пункта шкалы [4], факторного анализа совокупности пунктов шкалы, а также оценки внутренней согласованности (надежности) шкал. Второй предполагает тщательное изучение соответствия содержания утверждения опросника тому психологическому конструкту, на измерение которого оно направлено (конструктная, или содержательная валидность), свободы его от этнокультурных или средовых предубеждений, а также в контексте того, как конкретный испытуемый интерпретирует семантику вопроса (утверждения) и связывает ее с субъективной гипотезой о цели обследования.

Анализируемые нами вышеперечисленные тест-опросники состоят из набора так называемых «верно-неверно»-утверждений, с каждым из которых испытуемому предлагается согласиться (1) или не согласиться (0). Поэтому индекс «трудности» (p) утверждения рассчитывался довольно просто - как доля тестируемых, давших значимый (совпадающий с ключом) ответ на данное утверждение или, в нашем случае, как среднеарифметическое по выборке (функция «срзнач» Microsoft Office Excel). На основании этого показателя можно осуществить первую «чистку» теста путем выбраковки из него слишком «легких» и слишком «трудных» пунктов. Вопрос о допустимой мере «трудности» утверждений личностного опросника непрост, т.к. в данном случае речь идет,

главным образом, о социально одобряемых и социально неодобряемых реакциях испытуемых на утверждения в ситуации психологической экспертизы (отбора), приводящих к тому, что распределение ответов на них будет смещено, т.е. будет отличаться от нормального. Таким образом, устранение из теста стимульных утверждений, распределение ответов на которые существенно отличается от нормального, избавляет тест (шкалу) от действия установки на социально одобряемые ответы [2]. Обычно рекомендуется удалять утверждения, с которыми согласилось больше 80 % и менее 20 % испытуемых [3]. Анализ ответов на вопросы ММИЛ 21673 кандидатов мужского пола, поступающих на службу в правоохранительные органы, показал, что в первую категорию «легких» с точки зрения социальной желательности утверждений попадают 37 пунктов (ответ: «согласен»), а во вторую категорию «тяжелых» - 213 пунктов (ответ: «не согласен»), т.е., если следовать вышеуказанной рекомендации, следует удалить 250 из 377 (66 %) «не работающих» утверждений ММИЛ. Для выборки из 556 абитуриентов военного вуза, обследованных с помощью МЛО «Адаптивность», процент отбракованных по данному принципу утверждений оказался таким же (66 %) и составил 108 из 165 утверждений, с 89 из которых согласились менее 20 % испытуемых, а с 19 - более 80 %. А при обследовании 2913 мужчин, поступавших на службу, и действующих сотрудников ОВД с помощью Я-структурного теста Г. Амона (КТА) в число «непригодных» попало 55 % пунктов (122 из 220), в т.ч. 111 «трудных» утверждений, утвердительный ответ на которые дали менее 20 % обследуемых, и 11 «легких», согласие с которыми выразили более 80 % испытуемых. Столь большой процент «трудных» утверждений, как правило, связан с высокой степенью их психопатологической «нагруженности», отражающей уровень социальной неодобряемости в восприятии испытуемых.

Однако приведенный критерий отбраковки утверждений по степени их «трудности», на наш взгляд, является достаточно жестким и может быть применим к результатам пилотных психодиагностических обследований небольших выборок. Учитывая, что допустимые пределы «трудности» утверждений опросника зависят от численности и характеристик выборок, при анализе результатов массовых психопрофилактических обследований больших институциональных групп испытуемых информативными могут считаться те утверждения опросника, для которых вероятность ответа «верно» («неверно») статистически значимо отличается от 1,0 или 0,0. В этом случае целесообразен расчет так называемого фи-коэффициента (ф), отражающего статистически достоверно значимую долю испытуемых, не ответивших утвердительно на утверждения опросника. Значения допустимых пределов «трудности» утверждений опросников устанавливались нами, исходя из следующего приближенного соотношения:

2.58 1.96

-л N л/ N

' или *

где ф.01 - значение коэффициента для р<0,01; N - число испытуемых.

Такого рода тактика более щадящей отбраковки утверждений, нацеленных на выявление среди кандидатов на службу и сотрудников лиц с отклонениями в психическом и психологическом здоровье в условиях массовых скрининговых обследований, наш взгляд, может быть признана вполне корректной. Исходя из расчетов по данным формулам, для вышеприведенного примера с выборкой из 21673 испытуемых мужского пола, обследованных с помощью ММИЛ, пороговое значение ф («трудности» заданий) для р<0,01 оказалось в десять раз меньше и составило не 0,2, а 0,02. В этой связи число утверждений, которые необходимо отбраковать (удалить, заменить или переработать) в тесте для повышения его валидности, по отношению к кандидатам на службу и сотрудникам ОВД допустимо снизить с 250 (66 %) до 52 (14 %). При этом наибольший процент утверждений, которые следует отбраковать, был обнаружен у шкал: № - ипохондрии (33 %, или 11 из 33), F - аггравации (27 %, или 17 из 63), 8с - шизоидности (26 %, или 19 из 74) и Ра - паранояльности (20 %, или 8 из 40). Утверждения данных шкал воспринимались испытуемыми как наиболее социально неодобряемые, вследствие чего их валидность может быть поставлена под сомнение. В несколько меньшей степени это касалось шкал: Ну -- конверсионной истерии (15 %, или 9 из 59), Pt - психастении (15 %, или 7 из 48) и D - депрессии (10 %, или 6 из 59). Менее всего социально нежелательных утверждений с точки зрения данного контингента испытуемых оказалось в составе шкал: L - лжи (0 %), К - коррекции (0 %), Pd - психопатии (2 %, или 1 из 48), Ма - гипомании (2 %, или 1 из 46), Si - социальной интраверсии (4 %, или 3 из 68) и Mf - женских черт характера (6 %, или 6 из 59), вследствие чего по рассматриваемому критерию из всех шкал ММИЛ в отношении вышеуказанного контингента они могут быть признаны наиболее валидными.

Для выборки из 556 кандидатов в военный вуз МВД России, обследованных с помощью методики МЛО «Адаптивность», пороговая величина коэффициента ф с уровнем достоверности р<0,01 составила 0,11. При этом количество утверждений, подлежащих отбраковке (на которые утвердительно ответили менее 11 % испытуемых) составило уже не 65, а 46 % от общего числа утверждений теста (76 пунктов из 165), в т.ч. половина (76 из 152) утверждений интегральной шкалы 4-го уровня ЛАП - личностного адаптационного потенциала; 65 % (60 из 93) от общего числа утверждений шкалы 3-го уровня ПР - поведенческая регуляция (нервно-психическая устойчивость); 42 % (10 из 24) от общего числа пунктов шкалы 3-го уровня МН - моральная нормативность и 29 % (9 из 31) от общего числа пунктов шкалы 3-го уровня КП - коммуникативный потенциал. Среди шкал МЛО «Адаптивность» 2-го уровня, соответствующих шкалам опросника ДАН («Дезадаптационные нарушения») 52 % (40 из 77) утверждений одноименной шкалы попадают в категорию невалидных (требуют отбраковки), в т.ч. 44 % (19 из 43) утверждений шкалы АС - «астенические реакции и состояния» и 62 % (21 из 34) пунктов шкалы ПС - «психотические реакции и состояния». Что касается аналогичных базовым шкалам СМИЛ (ММР1) шкал МЛО «Адаптивность» 1-го уровня, то признаки невалидности по критерию

«трудность задания» также были выявлены в среднем более чем у половины (52 %) принадлежащих им утверждений, в т.ч.: у 67 % (22 из 33) утверждений шкалы Sc - шизоидности, у 62 % (13 из 21) пунктов шкалы Pt - психастении, у 58 % (15 из 26) пунктов шкалы Hy - истерии, у 55 % (11 из 20) пунктов шкалы Pa - паранойяльности, у 53 % (10 из 19) пунктов шкалы Ma - гипомании, у 52 % (12 из 23) пунктов шкалы Pd - психопатии, у 50 % (6 из 12) пунктов шкалы Si - социальной интроверсии, у 48 % (10 из 21) пунктов шкалы D - депрессии, у 46 % (6 из 13) пунктов шкалы Hs - ипохондрии и у 33 % (3 из 9) пунктов шкалы Mf - мужественности-женственности. Полученные данные свидетельствуют о том, что по отношению к обследуемому контингенту абитуриентов военного вуза МВД России по критерию «трудность заданий» шкалы ни одного из 4-х уровней теста МЛО «Адаптивность» не могут быть признаны валидными и нуждаются в айтем-композиционной переработке.

По данным анализа результатов обследования выборки из 2913 кандидатов на службу и сотрудников ОВД мужского пола с помощью Я-структурного теста Г. Амона (ISTA) [22] в число «непригодных» утверждений, исходя из расчетов по формуле для уровня достоверности p<0,01, попало также не 55, а 19 % (41 из 220) пунктов, в т.ч. 27 из 74 (36 %) пунктов шкалы общей дефицитарности - Df и 14 из 73 (19 %) пунктов шкалы общей деструктивности - De. Наибольшее число «трудных» пунктов оказалось у шкал: деструктивного страха - C2 (81 %), дефицитарного нарциссизма - N3 (69 %), дефицитарной сексуальности - S3 (63 %), дефицитарной агрессии - A3 (58 %), деструктивного нарциссизма - N2 (58 %), дефицитарного страха - C3 (57 %) и деструктивного внешнего Я-отграничения - O2 (55 %); менее половины - у шкал: дефицитарного внутреннего Я-отграничения - Oi3 (46 %), дефицитарного внешнего Я-отграничения - O3 (36 %), деструктивной агрессии - A2 (29 %); деструктивного внутреннего Я-отграничения - Oi2 (25 %) и деструктивной сексуальности - S2 (15 %). Наиболее валидными по критерию «трудность заданий» оказались все 6 шкал конструктивного блока, включая шкалу общей конструктивности - Со (0 %).

Результаты, полученные на аналогичном контингенте испытуемых женского пола (n=725), в целом оказались близки вышеприведенным. Наибольшее число пунктов, требующих отбраковки, было выявлено также у интегральных шкал общей дефицитарности - Df (41 %) и общей деструктивности

- De (25 %), в т.ч.: N3 (62 %), C3 (57 %), C2 (45 %), A3 (42 %), S3 (36 %), N2 (33 %), Oi3 (31 %), A2 (21 %), O2 (18 %), S2 (15 %), O3 (9 %), Oi2 (8 %). Наиболее валидными по данному критерию также оказались шкалы блока конструктивных Я-функций (А1, С1, О1, Oi1, N1, S1), включая шкалу общей конструктивности - Co (0 %). Из данного факта можно сделать вывод, что утверждения большей части дефицитарных и деструктивных шкал ISTA в ситуации экспертизы воспринимаются кандидатами на службу и сотрудниками ОВД как наименее социально одобряемые, а их валидность не может быть признана удовлетворительной, в связи с чем для обследования данного контингента они тоже требуют тщательной психометрической коррекции или переработки.

Вторым направлением проводимого нами айтем-анализа указанных опросников было определение дискриминативности (дифференцирующей, или различительной способности) входящих в них стимульных тестовых утверждений. В этой связи следует отметить, что проведение качественной психометрической экспертизы тестовых опросников сегодня не может быть осуществлено без использования современных программ статистической обработки эмпирических данных. Среди множества доступных статистических пакетов обработки психологических данных особой популярностью благодаря совмещению в себе вычислительной мощи и интуитивной понятности пользуется SPSS (Superior Performance Software System) for Windows, дословно переводимая как «Система программного обеспечения высшей производительности». Данный пакет включает в себя ряд модулей: частотный анализ, таблицы сопряженности, анализ множественных ответов, сравнение средних, непараметрические тесты, корреляции, регрессионный анализ, дисперсионный анализ, дискриминантный анализ, факторный анализ, кластерный анализ, анализ пригодности и мн. др. [7].

Для определения дифференцирующей (различительной) способности (дискриминативности) стимульных тестовых утверждений применяемых опросников нами анализировались ответы испытуемых так называемых «высокой» и «низкой» экстремальных (полярных) групп, т.е. давших самые высокие и самые низкие баллы по шкале (верхние 27 % и нижние 27 % распределения суммарных «сырых» значений). Для этой цели нами использовался модуль частотного анализа статистического пакета SPSS for Windows, с помощью которого анализировались матрицы айтемов всех шкал указанных опросников. Ориентируясь по столбцу выводов «кумулятивный процент» находились значения сырых баллов каждой шкалы соответствующие 27 (25-30) % испытуемых с наиболее низкими и 73 (70-75) % испытуемых с наиболее высокими значениями, после чего в проранжированной по сырым баллам в порядке возрастания матрице (в Microsoft Office Excel) удалялась промежуточная группа и вычислялся индекс дискриминации (D). Последний представляет собой разность между числом испытуемых, давших ответ на данный пункт опросника в соответствии с ключом в «высокой» и «низкой» контрастных группах, деленных на численность этих групп и вычисляется по формуле:

D = (N+max / N0,27max)- (N+min / N0,27min) ,

где D - индекс дискриминации; N+max, N+min - число испытуемых, ответивших в соответствии с ключом на данное задание в «высокой» и «низкой» контрольной группах; N0,27max и N0,27min

- численность полярных групп. По сути, здесь речь идет о вычислении разности средних значений (трудности заданий) пунктов контрастных групп испытуемых.

Индекс дискриминации (D) может принимать значение от -1 до +1. Чем ближе его значение к 1, тем выше дискриминативность данного утверждения (способность разделять испытуемых на «слабых» и «сильных» по данной шкале). В качестве минимального порогового значения общепринятым считается D = 0,2. При D<0 утверждение подлежит отбраковке (удалению или переработке) как невалидное.

По результатам проведенного нами анализа выборки кандидатов на службу и сотрудников ОВД мужского пола (n=21673) с учетом указанного критерия дискриминативными в среднем оказались 49,9 % стимульных утверждений шкал ММИЛ, в том числе: L - 100 %; K - 87 %; Pt - 67 %; Ma - 54 %; D - 47 %; Mf - 45 %; Sc - 41 %; Si - 40 %; Pa - 38 %; Hy - 37 %; Pd - 33 %; F - 30 %; Hs - 30 %. Ранжирование шкал того же теста по процентному соотношению дискриминативных утверждений, рассчитанных на выборке кандидатов на службу и сотрудников ОВД женского пола (n = 9491), при аналогичном среднем показателе (49,5 %) несколько отличались: L - 93 %; Pt - 71 %; Si - 63 %; K -57 %; Ma - 54 %; Mf - 47 %; Pa - 45 %; D - 44 %; Pd - 42 %; Sc - 39 %; Hy - 37 %; Hs - 27 %; F - 25 %. Полученные результаты свидетельствуют о необходимости психометрической переработки шкал ММИЛ с учетом конкретных условий и контингента его применения.

Аналогичная проверка на дискриминативность пунктов шкал методики МЛО «Адаптивность» по результатам тестирования кандидатов в военный вуз МВД РФ мужского пола (n=556) показала, что дискриминативными в опроснике являются также в среднем лишь около половины (48,95 %) утверждений шкал, в т.ч.: утверждений шкалы 4-го уровня ЛАП (личностного адаптационного потенциала) - 40 %; шкал 3-го уровня: ПР (поведенческой регуляции) - 33 %; КП (коммуникативного потенциала) - 65 % и МН (моральной нормативности) - 71 %; шкал 2-го уровня: ДАН (дезадаптационных нарушений) - 30 %; АС (астенических реакций и состояния) - 42 %; ПС (психотических реакций и состояния) - 29 %; шкал 1-го уровня: Si - 83 %; Hs - 69 %; Pt - 67 %; D - 62 %; Ma - 59 %; Sc - 54 %; Mf - 47 %; Hy - 46 %; Pd - 42 %; Pa - 40 %; коррекционных шкал: L - 100 %; F - 0%; K - 92%. Полученные результаты также фактически свидетельствуют о непригодности методики МЛО «Адаптивность» для тестирования указанного контингента и необходимости серьезной психометрической переработки ряда ее шкал.

Что касается оценки дискриминативности утверждений шкал Я-структурного теста Г. Аммона по результатам анализа данных обследования с его помощью кандидатов на службу и сотрудников ОВД мужского (n= 2913) пола, то здесь ситуация выглядела заметно лучше: дискриминативными оказались в среднем 69,8 % пунктов шкал теста, в т.ч. у шкал: всех 6 конструктивных Я-функций -100 %, Co - 99 %; в блоке деструктивных Я-функций: De (общей деструктивности) - 63 %; S2 - 85 %; A2 - 79 %; Oi2 - 67 %; N2 - 58 %; O2 - 55 %; C2 - 18 %; в блоке дефицитарных Я-функций: Df (общей дефицитарности) - 49 %; O3 - 72 %; Oi3 - 62 %; A3 - 58 %; C3 - 43 %; N3 - 31 %; S3 - 27 %.

Результаты анализа данных обследования с помощью ISTA аналогичной женской выборки (n= 725) оказались в целом похожими: средний процент дискриминативных пунктов шкал теста составил 74,8 %, в т.ч. в блоке конструктивных Я-функций: Co - 95 %, в т.ч. у А1, С1, Oi1, N1 и S1 по 100 %, O1 - 91 %; в блоке деструктивных Я-функций: De - 67 %, в т.ч.: Oi2 - 92 %, A2 - 79 %, S2 - 77 %, N2 - 75 %, O2 - 72 %, C2 - 0 %; в блоке дефицитарных Я-функций: Df - 58 %, в т.ч.: O3 - 100 %, S3 - 72 %, Oi3 - 69 %, A3 - 50 %, N3 - 38 %, C3 - 36 %.

Приведенные данные свидетельствуют о том, что шкалы блока конструктивных Я-функций ISTA являются хорошо дискриминативными в отношении обследуемого нами контингента, в то время как часть дефицицтарных и деструктивных шкал (особенно C2, A3, N3, C3 и S3) нуждаются в переработке и в чистом виде использованы быть не могут.

Оценка внутренней согласованности (консистентности) шкал тестов является важной процедурой айтем-анализа, направленной на оценку степени однородности состава утверждений с точки зрения измеряемого психологического свойства. Критерий внутренней согласованности является существенным элементом конструктной валидности и надежности теста, характеризуя, в какой мере его задания (утверждения) направлены на измерения данного психологического явления, а также меру вклада каждого пункта (задания) в суммарную количественную оценку конкретной психодиагностической шкалы или всей методики. Максимальная валидность теста достигается за счет отбора таких заданий, которые, обладая значительной корреляцией с результатом теста, в то же время минимально коррелируют между собой (при неоправданно высокой корреляции отдельных заданий тест будет перегружен лишними практически однозначными заданиями). Отбор заданий по критерию внутренней согласованности обеспечивает наибольшую прагматическую эффективность теста, допуская объединение в методике пунктов, максимально связанных с изучаемым показателем. Для оценки данного критерия нами использовался специально предназначенный для этого модуль «анализ пригодности» статистического пакета SPSS for Windows 17.0, с помощью которого вычислялся коэффициент а (альфа) Л. Кронбаха, применительно к классической модели погрешности измерения, считающейся наиболее эффективным средством измерения надежности шкалы на основе согласованности всех ее утверждений. Так, например, оценка внутренней согласованности с помощью коэффициента а шкал ММИЛ на обширных мужской (n=21673) и женской (n=9491) выборках показала, что его среднее значение составляет 0,76 (0,75) (здесь и далее в скобках указаны значения для женской выборки - Авт.). У всех шкал, за исключением Hs (ам=0,57; аж=0,51) значение а-Кронбаха оказалось удовлетворительным (>0,7). (Значение а зависит от числа переменных, поэтому нет точной интерпретации его величины; тем не менее в большинстве случаев действует следующая оценка внутренней согласованности шкалы: > 0,9 — отличная; > 0,8 — хорошая; > 0,7 — приемлемая; > 0,6 — сомнительная; > 0,5 — малопригодная; < 0,5 — недопустимая.— Авт.). Кроме а-Кронбаха, для определения надежности шкал также использовался метод расщепления пополам, определяющий связи между различными частями теста. Данный средний коэффициент корреляции (r) между формами расщепленных шкал ММИЛ оказался существенно ниже и составил 0,44 (0,43), в т.ч. у шкал: Ma - 0,64 (0,63), L - 0,62 (0,61), K - 0,61(0,61), Sc - 0,58 (0,61), Pt - 0,57 (0,55), Pa - 0,53 (0,56), Hy - 0,47 (0,48), Mf - 0,42 (0,37), D - 0,41 (0,42), Pd - 0,34 (0,31), F - 0,27 (0,29), Si - 0,13 (0,1), Hs - 0,06 (-0,01). Низкие значения указанного коэффициента почти у половины шкал свидетельствуют об их недостаточной надежности для применения у данной категории испытуемых.

Аналогичная проверка внутренней согласованности пунктов шкал методики МЛО «Адаптивность» по результатам тестирования кандидатов в военный вуз МВД России мужского пола (n=556) также показала недостаточную согласованность пунктов ряда шкал опросника. Так, у шкалы 4-го уровня ЛАП при а-Кронбаха (а) = 0,88 коэффициент корреляции между расщепленными пополам частями (г) составил лишь 0,54; в т.ч. у входящих в ЛАП шкал 3-го уровня: ПР - 0,85 (0,5), КП - 0,66 (0,29), МН - 0,55 (0,33) (здесь и далее первое число указывает значение коэффициента а-Кронбаха, второе, в скобках, - значение коэффициента корреляции между расщепленными пополам частями шкалы. - Авт.); у шкалы 2-го уровня ДАН - 0,61 (0,36) и входящих в нее шкал ПС - 0,56 (0,49) и АС - 0,34 (-0,17), а также у шкал 1-го уровня: Pt - 0,78 (0,6), Sc - 0,67 (0,47), Hs - 0,55 (0,41), Pd - 0,44 (-0,02); Hy - 0,39 (0,19); D - 0,36 (0,2); Ma - 0,24 (0,07); Si - 0,19 (-0,01); Pa - 0,15 (-0,16); Mf - -0,15 (-0,12), а также у коррекционных шкал: L - 0,83 (0,67); К - 0,7 (0,52); F - 0,6 (0,46).

Используемый алгоритм автоматизированного расчета коэффициента а-Кронбаха позволяет выделять утверждения, которые могут быть затем удалены из-за их непригодности для дальнейшего использования (пункты, слабо коррелирующие с суммарным баллом по шкале). Так, в последнем случае в столбце «общая корреляция коррелированных пунктов» результатов статистики пункта-итогов мы обнаружили множество пунктов с низкими (<0,2) и даже отрицательными значениями коэффициентов, которые должны быть отбракованы из общего перечня утверждений.

Исследование внутренней согласованности шкал Я-структурного теста на мужской (n=2813) и женской (n=725) выборках кандидатов на службу и сотрудников ОВД показало, что наиболее выраженной она, как и предполагалось, оказалась у шкалы общей конструктивности - Со (аМ = 0,93; гМ = 0,82; аЖ = 0,93; гЖ = 0,79) (где аМ - коэффициент альфа Кронбаха у мужчин, аЖ - коэффициент альфа Кронбаха у женщин; гМ - коэффициент корреляции между расщепленными пополам частями шкалы у мужчин; гЖ - коэффициент корреляции между расщепленными пополам частями шкалы у женщин. - Авт.), включая входящие в нее шкалы: S1 (аМ = 0,79; гМ = 0,66; аЖ = 0,81; гЖ = 0,71); N1 (аМ = 0,74; гМ = 0,60; аЖ = 0,76; гЖ = 0,65); A1 (аМ = 0,73; гМ = 0,54; аЖ = 0,72; гЖ = 0,5); C1 (аМ = 0,69; гМ = 0,49; аЖ = 0,69; гЖ = 0,4); Oi1 (аМ = 0,69; гМ = 0,49; аЖ = 0,67; гЖ = 0,47); O1 (аМ = 0,66; гМ = 0,47; аЖ = 0,65; гЖ = 0,46). Несмотря на высокие показатели у интегральных шкал общей деструктивности - De (аМ = 0,88; гМ = 0,74; аЖ = 0, 89; гЖ = 0,75) и общей дефицитарности Df (аМ = 0,89; гМ = 0,77; аЖ = 0, 89; гЖ = 0,78), входящие в них первичные шкалы выглядели менее оптимистично, в т.ч. шкалы деструктивного регистра: S2 (аМ = 0,71; гМ = 0,53; аЖ = 0, 65; гЖ = 0,37); C2 (аМ = 0, 69; гМ = 0,60; аЖ = 0, 77; гЖ = 0,65); N2 (аМ = 0, 68; гМ = 0,45; аЖ = 0, 67; гЖ = 0,42); A2 (аМ = 0,67; гМ = 0,54; аЖ = 0, 68; гЖ = 0,54); O2 (аМ = 0,54; гМ = 0,35; аЖ = 0, 59; гЖ = 0,37); Oi2 (аМ = 0,54; гМ = 0,30; аЖ = 0, 51; гЖ = 0,25). У шкал дефицитарного регистра показатели внутренней согласованности пунктов оказались следующими: Oi3 (аМ = 0,74; гМ = 0,5; аЖ = 0, 68; гЖ = 0,50); O3 (аМ = 0,67; гМ = 0,48; аЖ = 0, 73; гЖ = 0,61); N3 (аМ = 0,63; гМ = 0,36; аЖ = 0,70; гЖ = 0,52); S3 (аМ = 0,59; гМ = 0,44; аЖ = 0,64; гЖ = 0,33); C3 (аМ = 0,54; гМ = 0,30; аЖ = 0,55; гЖ = 0,28); A3 (аМ = 0,47; гМ = 0,2; аЖ = 0,48; гЖ = 0,31). Как следует из приведенных данных, неудовлетворительные психометрические характеристики, хоть и в меньшей степени по сравнению с ММИЛ и МЛО, оказались присущи и ряду деструктивно-дефицитарных шкал ISTA (O2, Oi2, N3, S3, C3, A3).

Таким образом, результаты проведенных исследований свидетельствуют о необходимости серьезной психометрической переработки психодиагностического инструментария, используемого в психологическом обеспечении сотрудников правоохранительных органов.

Оценка параметров распределения суммарных (сырых) баллов шкал, осуществляемая с помощью сопоставления стандартных ошибок эксцесса и асимметрии с их значениями, показала отсутствие нормального распределения подавляющего большинства шкал рассматриваемых опросников (ММИЛ - все шкалы за исключением шкалы К; МЛО - все шкалы за исключением шкал L и K; ISTA - все шкалы за исключением шкал A1, C1, N1, S1 и Co). Данный факт свидетельствует о неприемлемости использования формулы перевода сырых значений в Т-баллы и необходимости расчета таблиц тестовых норм для принудительно нормализованного перевода сырых значений в Т-баллы [8].

Процедура психометрической коррекции существующих и разработки новых шкал психологических опросников на основе современных ITи программного обеспечения.

В результате статистической отбраковки «слабых» пунктов может возникнуть ситуация, когда количество утверждений в шкале уменьшается до количества ниже оптимального (15-30) или предельно допустимого (10-12). В таком случае «спасение» шкалы от полной отбраковки или «усиление» ее представляется возможным за счет использования а) утверждений опросников, применяемых параллельно или в комплексе с основным, в отношении которого проводится психометрическая экспертиза; б) утверждений других шкал того же опросника, когда один и тот же пункт входит в состав нескольких шкал, как, например, в опроснике MMPI. Для этого проводится вычисление коэффициента бисериальной корреляции результатов ответов на каждый пункт задания с суммарным сырым баллом по шкале, которую необходимо «усилить», после чего отбираются пункты, работающие на шкалу, т.е. те из них, коэффициент корреляции которых со шкалой достоверно значим и составляет >0,2. При решении данной задачи может возникать техническая сложность одномоментного получения корреляционной матрицы для большого числа пунктов (n>100). Данная проблема решалась нами с помощью подопции «межпунктовые корреляции» опции «статистики» модуля SPSS «анализ пригодности». Из выводов приложения корреляционная матрица нами экспортировалась в Microsoft Office Excel (WoM-2007) и из отобранных пунктов, имеющих допустимый для численности данной выборки показатель «трудности задания», создавалась новая матрица первичных ответов, формирующая пространство признаков для

последующего факторного анализа. Такого рода пространство признаков должно удовлетворять двум противоположным требованиям: с одной стороны, представлять возможно более широкий список утверждений для полноты характеристик изучаемого явления, с другой - быть экономичным и доступным для последующего структурного анализа. Поэтому, кроме статистической отбраковки «слабых» утверждений и наращивания базы пунктов шкал, нами осуществлялась специальная процедура отсева неинформативных утверждений по степени связанности с другими утверждениями данной шкалы, в которой в качестве меры связи между утверждениями использован квадрат коэффициентов корреляции [4].

С этой целью c помощью вышеуказанной подопции «межпунктовые корреляции» SPSS осуществлялся корреляционный анализ отобранных пунктов, позитивно или негативно коррелирующих с суммарным сырым баллом по шкале (при r=>0,2). В полученной корреляционной матрице, экспоритрованной в Microsoft Office Excel (Word-2007), значения коэффициентов межпунктовых корреляций (r) возводились в квадрат (r2), после чего каждый столбец матрицы ранжировался по убыванию значений r2 и преобразовывался в строку максимальных значений (естественно, кроме диагонального) элемента r2. Далее по этим величинам строилось одномерное распределение пунктов (опция «частоты» SPSS) и производилось квартильное разбиение утверждений на три класса (25 % низких, 50 % средних и 25 % высоких) значений квадратов коэффициентов корреляции. После такой классификации пункты, попавшие в класс низких значений r2, как не имеющие достаточно устойчивых связей ни с одним из утверждений в шкале, исключались. Среди пунктов третьего класса, имевших высокие парные коэффициенты корреляции, свидетельствующие о дублировании (с незначительной вариацией) уже имеющихся утверждений, во избежание излишней гомогенности и получения излишне узкой по содержанию шкалы, один из пары высококоррелирующих пунктов также исключался. На данном этапе осуществлялся переход от чисто статистического анализа к содержательному анализу утверждений. Таким образом, для последующего изучения оставалась половина утверждений третьего класса и все утверждения второго класса, имеющие средние значения парных коэффициентов корреляции.

Далее на материале первичных ответов испытуемых на утверждения, сгруппированных в новую шкалу, созданную по образу исходной шкалы, повторялась вышеописанная процедура расчета индекса дискриминативности пунктов и оценки внутренней согласованности шкалы (а-Кронбаха, метод расщепления пополам, коэффициент половинного расщепления Гуттма, коэффициент Спирмена-Брауна). Данная психометрическая айтем-проверка также могла сопровождаться отбраковкой единичных пунктов, не отвечающих ее требованиям, и проводилась до получения удовлетворительных результатов. Если число утверждений, входящих в состав полученной таким образом «обновленной и усиленной» шкалы оказывалось небольшим (12-25), то на этом ее разработка прекращалась и после оценки параметров распределения ее суммарного балла, как правило, отличающегося от нормального, завершалась процедурой расчета таблицы тестовых норм для принудительно нормализованного перевода сырых значений в Т-баллы [8]. Если число утверждений обновленной шкалы превышало 30, то матрица первичных ответов на эти утверждения подвергалась нами факторному анализу с целью исследования структурной организации пунктов, вошедших в шкалу. При этом с помощью модуля «факторный анализ» SPSS вначале проводились множественные расчеты с выделением разного числа факторов (методом максимального правдоподобия с варимакс-вращением) [8], после чего «лучший» из полученных вариантов выбирался как окончательный и интерпретировался. В случае получения укрупненных факторов (более 30 утверждений), что зачастую бывает при факторном анализе интегральных шкал опросников, включающих в себя большое (около 100) число утверждений, нами исследовалась и структура полученных первичных факторов, в ходе чего получались подфакторы, содержащие небольшие (не менее 12), но хорошо внутренне согласованные ансамбли утверждений теста, обладающие хорошей дискриминативной способностью в отношении измеряемого свойства.

В настоящее время без применения вышеописанной технологии эмпирико-статистического анализа психологических опросников не должна обходиться ни одна серьезная попытка их адаптации или конструирования. Важность рассматриваемой процедуры психометрической экспертизы связана с тем, что конечной целью всех массовых психодиагностических исследований является валидная и надежная градация испытуемых на 4 категории профессиональной пригодности на основе наличия или отсутствия факторов риска и уровня развития профессионально важных качеств [10]. В числе последних одно из ведущих мест традиционно занимают такие критериальные показатели, как профессиональное здоровье (В.А. Пономаренко, А.Г. Маклаков, Г.С. Никифоров и др.), нервно-психическая (психологическая, психоэмоциональная, стрессо-) устойчивость (Л.И. Спивак, Г.И. Крамаренко, И. С.Рудой, Т.Н. Берг, Л.В. Куликов и др.), адаптивные способности (В.М. Воробьев), адаптационный потенциал (А.Г. Маклаков, С.В. Чермянин), личностное здоровье (В.А. Ананьев), психологическое здоровье (А. Маслоу, И.В. Дубровина, Б.С. Братусь, М.В. Сокольская, А.В. Шувалов, О.В. Хухлаева, В.А. Шаповал и др.), профессиональная идентичность (Л.Б. Шнейдер, М.В. Заковоротная, Н.Л. Иванова и др.), профессионально-психологическая пригодность (В.А. Бодров, А. Г. Караяни, И.В. Сыромятников, Ю. Г. Сулимова, К.М. Гуревич, Н. И. Мягких и др.) и т.п. Попытки операционализации вышеперечисленных феноменов обычно завершаются созданием многочисленных психологических тест-опросников, претендующих на роль эффективного психодиагностического инструментария для профессионально-психологического отбора различного рода специалистов, однако их психометрическая экспертиза, включающая айтем-анализ, на той или иной институциональной выборке испытуемых, как правило, не проводится.

Рассмотренные технологии применялись нами при создании на основе гуман-структурологической концепции личности и Я-структурного теста Г. Аммона собственного психодиагностического инструментария - Психодинамически ориентированного личностного опросника (ПОЛО) «Ресурс»

(Шаповал В.А., 2000, 2004, 2006, 2008, 2012), предназначенного сначала для оценки и прогнозирования психического здоровья абитуриентов и курсантов военных вузов [15], а в последующем -профессионального [14] психологического здоровья [13], профессиональной идентичности [16], профессионально-психологической успешности [17, 21] и профессионально-психологической надежности [20] сотрудников ОВД. В отличие от своего прототипа, созданного на основе материалов групп-аналитической психотерапии пациентов психиатрических клиник и предназначенного для психодиагностических ситуаций консультирования, ПОЛО «Ресурс» разработан специально для ситуаций психологической экспертизы и массовых недобровольных психодиагностических обследований. В результате многократной айтем-аналитической селекции с заменой слабо работающих пунктов новыми, близкими по смыслу и высоко коррелирующими с суммарным балом по исходной шкале, но при этом имеющими распределение ответов, менее отличающееся от нормального (существенно снижающее действие установки на социальную одобряемость), в составе ПОЛО «Ресурс» осталось лишь 25 из 220 (11 %) исходных пунктов ^ТА. Остальные были заимствованы из библиотеки утверждений более чем 20 широко известных опросников (СМИЛ, FPI, САТ, Басса-Дарки и др.). Учет гендерных отличий в процессе конструирования опросника привел к созданию двух вариантов теста: мужского (190 й) и женского (208 й), отличающихся друг от друга не только количеством утверждений, но их качественным составом - 121 пунктом (64 %). При статистически достоверном (для р<0,01) показателе трудности заданий всех утверждений средний процент дискриминативных пунктов шкал ПОЛО «Ресурс» (при D>0,2) по сравнению с ^ТА повысился с 67,5 до 93,6; в т.ч. у шкал: С2 - с 18 до 100; S3 - с 27 до 75; N3 - с 31 до 95; С3 - с 43 до 94; Df - с 49 до 100; Cd - с 50 до 100; 02 - с 55 до 77; N2 - с 58 до 93; А3 - с 58 до 79; 0i3 - с 62 до 67; De - с 63 до 100; 0i2 - с 67 до 100; 0i2 - с 67 до 100; 03 - с 72 до 82; А2 - с 79 до 100; S2 - с 85 до 92 %. То же касалось показателей внутренней согласованности (надежности) шкал нового опросника, которые в среднем возросли: а-Кронбаха - с 0,71 до 0,79; коэффициент половинного расщепления Гуттма - с 0,68 до 0,77; коэффициент Спирмена-Брауна - с 0,69 до 0,78; коэффициент корреляции между частями шкал, расщепленными пополам - с 0,54 до 0,64; в том числе показатели а-Кронбаха таких шкал, как: А3 - с 0,47 до 0,77; С3 - с 0,54 до 0,74; 0i2 - с 0,74 до 0,80; 02 - с 0,54 до 0,78; S3 - с 0,59 до 0,75; N3 - с 0,63 до 0,83; 01 - с 0,66 до 0,79; 03 - с 0,67 до 0,80; А2 - с 0,67 до 0,70; N2 - с 0,68 до 0,76; С1 - с 0, 69 до 0, 79; С2 - с 0,69 до 0,84; 0i3 - с 0,74 до 0,83; N1 - с 0,74 до 0,80 при существенно не изменившемся показателе а остальных шкал.

Кроме 18 основных шкал центральных (неосознаваемых) Я-функций личности, содержательно идентичных ^ТА, ПОЛО «Ресурс» содержит ряд дополнительных шкал: достоверности F, К), шкалы, указывающие на имеющийся или возможный тип психической дезадаптации (психосоматический, поведенческий, невротический и тормозимо-депрессивный); интегральные шкалы общей конструктивности, деструктивности, дефицитарности Я-структуры личности и общей социопсихосоматической проблемности; а также шкалы креативности, профессионально-психологической успешности, профессионализма, непрофессионализма и их производные - шкалы адаптационного потенциала, потенциала психической активности, ресурса профессионально-психологического здоровья и субъектно-профессиональной идентичности. Кроме того, на основе результатов факторного анализа пунктов интегральных шкал общей конструктивности и общей социопсихосоматической проблемности нами была получена новая факторная структура шкал конструктивных и деструктивно-дефицитарных Я-функций, существенно отличающаяся от предложенной Г. Аммоном. Все дополнительные и новые шкалы ПОЛО «Ресурс» также имеют высокие психометрические показатели, в т.ч. средний коэффициент трудности заданий (ф) - 0,42; средний процент дискриминативных утверждений (при D> 0,2) - 99; средние а-Кронбаха - 0,82 (0,90); коэффициент половинного расщепления Гуттма - 0,79 (0,89); коэффициент Спирмена-Брауна - 0,79 (0,89); коэффициент корреляции между частями шкал, расщепленными пополам - 0,67 (0,89) (в скобках приведены психометрические показатели интегральных шкал ПОЛО «Ресурс», по которым принимается экспертная градация испытуемых на критериальные группы профессионально-психологического здровья и субъектно-профессиональной идентичности). Более подробно пошаговая процедура разработки шкал ПОЛО «Ресурс» была описана нами ранее в других публикациях [18, 19, 20, 21]. В процессе многолетней работы по психометрической коррекции ПОЛО «Ресурс» нами на различных контингентах было апробировано использование различных его версий в составе более десятка автоматизированных психодиагностических комплексов, включающих ряд других известных тестов: методика исследования профессиональной идентичности Л.Б.Шнейдер (2006); тест Кейрси (1995), опросник уровня субъективного контроля Дж. Роттера; методика диагностики формально-динамических характеристик поведения Я. Стреляу (2005); опросник «Индекс жизненного стиля» Р. Плутчик, Г. Келлерман и Г. Конте (1991); методика для изучения ценностей личности Шварца (2004); методика исследования социального интеллекта Дж. Гилфорда и М. Салливена (1996); методика самооценки актуального психического состояния - «СУПОС-8» (О.Микшик, 1977) и др.). Результаты данных исследований весьма обширны, в связи с чем их планируется отразить в отдельной монографии.

Как уже отмечалось выше, итогом психодиагностического исследования является отнесение испытуемого к одной из 4-х категорий профессиональной пригодности. В этой связи на основе соотношения в принудительно нормализованном Т-приведении показателей интегральных шкал общей конструктивности и общей социопсихосоматической проблемности, а также профессионализма и непрофессионализма нами был разработан алгоритм градации испытуемых на 4 квалификационных группы профессионально-психологического здоровья и субъектно-профессиональной идентичности, отражающие уровень прогнозируемой и реальной профессионально-психологической надежности и пригодности сотрудника. Процентное соотношение итоговых градаций позволяет получать обобщенную качественную

характеристику обследуемого контингента, наглядно отражающую интегральный уровень профессионально-психологического здоровья и надежности коллектива (от подразделения до министерства включительно).

Таким образом, применение вышеописанных инновационных технологий потокового ввода и распознавания психодиагностической информации предоставляет наиболее благоприятную возможность для проведения психометрической экспертизы психодиагностического инструментария, являющейся сегодня обязательной процедурой при проведении массовых обследований различных контингентов сотрудников ОВД. При этом для получения качественного конечного результата возникает необходимость адаптации используемой методики к конкретному контингенту и условиям ее применения. Использование указанных технологий позволяет не только без ошибок собрать и обработать громоздкий эмпирический материал, но и проверить, как тест «работает» в целом и на уровне каких пунктов он «не срабатывает». Применение рассмотренных приемов полезно и необходимо не только при разработке новых тестов «под задачу заказчика», но и при всяком изменении диагностической ситуации в применении «старого» психодиагностического инструментария (например, при переходе от добровольного к принудительному обследованию), при переносе теста с одной популяции (на которой проходила его апробация и разрабатывались тестовые нормы) на другую. Особенно это актуально при использовании тест-опросников, результаты применения которых в значительной мере зависят от того, как конкретные испытуемые интерпретируют семантику вопросов и связывают ее с субъективной гипотезой о цели обследования. При этом в ходе проведения процедуры психометрической экспертизы, особенно результатов применения теста в составе того или иного психодиагностического комплекса, создаются благоприятные условия не только для усовершенствования имеющихся опросников за счет отбраковки «неработающих» пунктов и модификации шкальных ключей, но и для разработки концептуально новых шкал, новых факторных моделей и новых опросников с возможностью получения комплексного интегрального критерия для градации испытуемых на разные критериальные группы.

Многолетний опыт работы в области организации и проведения массовых психодиагностических обследований различных организованных контингентов (военнослужащих, абитуриентов и курсантов военных и ведомственных вузов МВД, сотрудников ОВД, студенческой молодежи и др.), включающих как первичную психологическую диагностику, так и последующие психодиагностический скрининг и мониторинг, позволил нам выделить ряд организационно-методологических принципов, без учета которых данное ключевое направление системы психологического обеспечения не может быть эффективным: 1) применение валидного и надежного психодиагностического инструментария, разработанного на основе релевантной личностной концепции, позволяющей совмещать в себе возможности как патоцентрической, ориентированной на выявление латентных психопатологических проявлений, лимитирующих профессиональную деятельность, так и нормоцентрической, ориентированной на личностно-психологические ресурсы профессионального здоровья, детерминирующие успешность и надежность сотрудника, а также позволяющего осуществлять диагностику и прогнозирование, основанные на оценке не столько «фасадных», сколько глубинных, неосознаваемых личностных структур и поведенческих паттернов (в данном случае мы имеем в виду гуман-структурную модель личности Г. Аммона и созданный на его основе им Я-структурный тест (ISTA), послуживший прототипом для разработки психодинамически ориентированного личностного опросника (ПОЛО) «Ресурс». - Авт.); 2) уровневый принцип организации, интеграции и представления итоговой психодиагностической информации, позволяющий осуществлять градацию испытуемых на несколько (чаще на 4 или 3) критериальных групп (психологического здоровья, профессионально-психологической надежности и т.п.) с соответствующими диагностической и прогностической оценками, экспертным выводом, организационным решением, рекомендациями по предназначению, адресными психокоррекционными, психотерапевтическими и реабилитационными программами, позволяющими выстраивать эффективную модель системы психологического обеспечения; 3) широкое использование современных информационных (компьютерных) технологий для разработки экспертно-диагностических систем, включающих надежную автоматизированную обработку результатов тестирования, многовариантное представление индивидуальных и групповых итоговых заключений; организацию, накопление, статистический анализ и ведение многомерных баз психологических данных; 4) регулярное (цикличное) совершенствование функционирующей экспертно-диагностической системы на основе обратной связи, включающее рестандартизацию, ревалидизацию, айтем-анализ и другие элементы психометрической экспертизы применяемого психодиагностического инструментария; расширение возможностей системы за счет интеграции в нее новых надежных и валидных психодиагностических методик, разработанных внешнекритериально ориентированных шкал и критериев оценки испытуемых для специфических институциональных выборок сотрудников, с учетом их дифференцировки по тендерному, возрастному, ведомственному, профессиональному, территориальному, этническому, культурологическому и другим специфическим признакам.

Наконец, в качестве важнейшего условия реализации вышеперечисленных принципов совершенствования психодиагностического направления в системе психологического обеспечения МВД России на современном IT-уровне, а также усиления антикоррупционной составляющей в деятельности психологической службы, следует отметить необходимость создания единого ведомственного научно-методического центра обработки психологических данных. Такого рода подразделение позволит ведомственным психологам осуществлять дистанционную автоматизированную обработку результатов массовых и индивидуальных психодиагностических обследований в он-лайн (офф-лайн) режиме, получать индивидуальные и групповые заключения экспертно-диагностической системы; а также создавать, вести, осуществлять мониторинг и анализ обширных баз психологической информации; отслеживать в реальном масштабе времени состояние профессионально-психологического здоровья и профессионально-

психологическом надежности личного состава ведомства на индивидуальном, групповом, местном, региональном и общеминистерском уровне; способствовать принятию руководителями разного уровня более эффективных организационных и управленческих решений, направленных на повышение качества профессиональной деятельности сотрудников ОВД - главного гаранта доверия общества.

Список литературы

1. Владимир Колокольцев принял на рассмотрение Дорожную карту [Электронный ресурс]. URL: http://mvd.ru/document/829054 (дата обращения: 10.02.2013).

2. Клайн, П. Создание надежных тестов: личностные опросники, разработка заданий. [Электронный ресурс]. - Режим доступа: http://psychology.net.ru/articles/content/1088976666.html.

3. Кондаков И.М. Базовый курс SPSS for Windows для обработки психологических данных.-2006. [Электронный ресурс]. - Режим доступа: http: www.matlab.mgppu.ru/work/ 0024. htm.

4. Мельников, В. М., Ямпольский, Л. Т. Введение в экспериментальную психологию личности : учеб. пособие для слушателей ИПК. - М.: Просвещение, 1985. с. 141-143.

5. Практикум по психологии менеджмента и профессиональной деятельности / под ред. Г.С. Никифорова, М.А. Дмитриевой, В.М. Снеткова - СПб., 2001. С.127-129, 138-141.

6. Мягких, Н. И. Профессиональный психологический отбор в органах внутренних дел Российской Федерации (Концепция, принципы, критерии, технологии) : дис. ... канд. психол. наук : 19.00.06. - М., 2004. - 174 c.

7. Наследов, А. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. - СПб.: Питер, 2013.

8. Наследов, А. Д. Математические методы психологического исследования. Анализ и интерпретация данных : учебное пособие; 2-е изд., испр. и доп. - СПб.: Речь, 2006. С. 57-63.

9. О неотложных мерах по укреплению служебной дисциплины и законности в органах внутренних дел российской федерации / Решение Коллегии Министерства внутренних дел Российской Федерации 15 марта 2012 г. n 2км // Приложение к приказу МВД России от 23 марта 2012 г. № 211 «Об объявлении решения коллегии МВД России».

10. Положение о порядке профессионального психологического отбора на службу в органы внутренних дел Российской Федерации // Постановление Правительства Российской Федерации от 6 декабря 2012 г. № 1259 «Об утверждении Правил профессионального психологического отбора на службу в органы внутренних дел Российской Федерации».

11. Психологическая энциклопедия / под ред. Р. Корсини, А. Ауэрбаха; 2-е изд. - СПб.: Питер, 2006.

12. Системные решения. Form Reader Desktophttp [Электронный ресурс]. URL:://www.aspectspb. ru/catalog/sx/nomn/212557.html (дата обращения: 02.03.2013).

13. Шаповал, В. А. Психологическое здоровье сотрудников органов внутренних дел как предмет исследования ведомственных психологов: новые подходы к оценке и прогнозированию // Вестник Санкт-Петербургского университета МВД России. - 2009. - № 3 (43). - С. 232-246.

14. Шаповал, В. А. Профессиональное здоровье сотрудников органов внутренних дел: новые методологичекие подходы к диагностике и прогнозированию // Вестник Санкт-Петербургского университета МВД России. - 2006. - № 2 (30). - С. 344-352.

15. Шаповал, В. А. Психодинамически ориентированный метод оценки и прогнозирования психического здоровья курсантов вуза МВД РФ - ПОЛО-РЕСУРС // Юридическая психология: современные технологии психологического обеспечения оперативно-служебной деятельности сотрудников правоохранительной системы : мат. Всерос. научно-практ. конф. СПб.: Санкт-Петербургский университет МВД России, 2005.

16. Шаповал, В. А. Разработка метода диагностики профессиональной идентичности сотрудников ОВД в контексте психодинамического подхода // Правоохранительная деятельность органов внутренних дел России и зарубежных государств в контексте современных научных исследований : материалы международной научно-теоретической конференции адъюнктов и докторантов (Санкт-Петербург, 17 июня 2010 г.). - В 2 ч. - Ч. 2. - СПб.: Изд-во Санкт-Петербургского ун-та МВД России, 2010. - С. 141-147.

17. Шаповал, В. А., Воробьев, И. А. Оценка и прогнозирование профессионально-психологической успешности сотрудников ОВД с помощью психодинамически ориентированного личностного опросника (ПОЛО) «Ресурс» // Актуальные проблемы педагогики и психологии в правоохранительной деятельности (Васильевские чтения - 2012) : материалы межвузовской научно-практической конференции. Санкт-Петербург, 18 мая 2012 г. / сост.: В.М. Статный, Н.В. Дементьева. - СПб.: Изд-во СПб ун-та МВД России, 2012. - С. 260-271.

18. Шаповал, В. А., Голянич, В. М. Инновационная технология психодинамической оценки компетенций персонала // Управленческое консультирование. - 2013. - № 5 (53). - С. 20-36.

19. Шаповал, В. А., Голянич, В. М. Обоснование инновационной технологии оценки персонала // Управленческое консультирование. - 2013. - № 4 (52). - С. 13-27.

20. Шаповал, В. А., Голянич, В. М. Психодинамически ориентированный метод оценки и прогнозирования профессионально-психологической надежности персонала // Управленческое консультирование. - 2013. - № 6 (54). - С. 7-21.

21. Шаповал, В. А., Голянич, В. М., Подкорытова, И. В., Еников, К. К. Методологические проблемы разработки эффективных технологий диагностики профессионально-психологической успешности сотрудников организации // Научные труды Северо-Западного института управления РАНХиГС. - 2012. - Т. 3. - Вып. 3 (7). - С. 278-308.

22. Я-структурный тест Аммона. Опросник для оценки центральных личностных функций на структурном уровне : пособие для психологов и врачей / авт.-сост.: Ю. Я. Тупицын, В. В. Бочаров, Т. В. Алхазова и др. - СПб., 1998.

Literature

1. Vladimir Kolokoltsev prinyal na rassmotrenie Dorozhnuyu kartu [Elektronnyiy resurs]. URL: http://mvd.ru/document/829054 (data obrascheniya: 10.02.2013).

2. Klayn, P. Sozdanie nadezhnyih testov: lichnostnyie oprosniki, razrabotka zadaniy. [Elektronnyiy resurs]. - Rezhim dostupa: http://psychology.net.ru/articles/content/1088976666.html.

3. KondakovI. M. Bazovyiy kurs SPSS for Windows dlya obrabotki psihologicheskih dannyih.- 2006. [Elektronnyiy resurs]. - Rezhim dostupa: http: www.matlab.mgppu.ru/work/ 0024. htm.

4. Melnikov, V. M., Yampolskiy, L. T. Vvedenie v eksperimentalnuyu psihologiyu lichnosti : ucheb. posobie dlya slushateley IPK. - M.: Prosveschenie, 1985. s. 141-143.

5. Praktikum po psihologii menedzhmenta i professionalnoy deyatelnosti / pod red. G.S. Nikiforova, M.A. Dmitrievoy, V.M. Snetkova - SPb., 2001. S.127-129, 138-141.

6. Myagkih, N. I. Professionalnyiy psihologicheskiy otbor v organah vnutrennih del Rossiyskoy Federatsii (Kontseptsiya, printsipyi, kriterii, tehnologii) : dis. ... kand. psihol. nauk : 19.00.06. - M., 2004.

- 174 c.

7. Nasledov, A. IBM SPSS Statistics 20 i AMOS: professionalnyiy statisticheskiy analiz dannyih. -SPb.: Piter, 2013.

8. Nasledov, A. D. Matematicheskie metodyi psihologicheskogo issledovaniya. Analiz i interpretatsiya dannyih : uchebnoe posobie; 2-e izd., ispr. i dop. - SPb.: Rech, 2006. S. 57-63.

9. O neotlozhnyih merah po ukrepleniyu sluzhebnoy distsiplinyi i zakonnosti v organah vnutrennih del rossiyskoy federatsii / Reshenie Kollegii Ministerstva vnutrennih del Rossiyskoy Federatsii 15 marta 2012 g. n 2km // Prilozhenie k prikazu MVD Rossii ot 23 marta 2012 g. # 211 «Ob ob'yavlenii resheniya kollegii MVD Rossii».

10. Polozhenie o poryadke professionalnogo psihologicheskogo otbora na sluzhbu v organyi vnutrennih del Rossiyskoy Federatsii // Postanovlenie Pravitelstva Rossiyskoy Federatsii ot 6 dekabrya 2012 g. # 1259 «Ob utverzhdenii Pravil professionalnogo psihologicheskogo otbora na sluzhbu v organyi vnutrennih del Rossiyskoy Federatsii».

11. Psihologicheskaya entsiklopediya / pod red. R. Korsini, A. Auerbaha; 2-e izd. - SPb.: Piter, 2006.

12. Sistemnyie resheniya. Form Reader Desktophttp [Elektronnyiy resurs]. URL:://www.aspectspb. ru/catalog/sx/nomn/212557.html (data obrascheniya: 02.03.2013).

13. Shapoval, V. A. Psihologicheskoe zdorove sotrudnikov organov vnutrennih del kak predmet issledovaniya vedomstvennyih psihologov: novyie podhodyi k otsenke i prognozirovaniyu // Vestnik Sankt-Peterburgskogo universiteta MVD Rossii. - 2009. - # 3 (43). - S. 232-246.

14. Shapoval, V. A. Professionalnoe zdorove sotrudnikov organov vnutrennih del: novyie metodologichekie podhodyi k diagnostike i prognozirovaniyu // Vestnik Sankt-Peterburgskogo universiteta MVD Rossii. - 2006. - # 2 (30). - S. 344-352.

15. Shapoval, V. A. Psihodinamicheski orientirovannyiy metod otsenki i prognozirovaniya psihicheskogo zdorovya kursantov vuza MVD RF - POLO-RESURS // Yuridicheskaya psihologiya: sovremennyie tehnologii psihologicheskogo obespecheniya operativno-sluzhebnoy deyatelnosti sotrudnikov pravoohranitelnoy sistemyi : mat. Vseros. nauchno-prakt. konf. SPb.: Sankt-Peterburgskiy universitet MVD Rossii, 2005.

16. Shapoval, V. A. Razrabotka metoda diagnostiki professionalnoy identichnosti sotrudnikov OVD v kontekste psihodinamicheskogo podhoda // Pravoohranitelnaya deyatelnost organov vnutrennih del Rossii i zarubezhnyih gosudarstv v kontekste sovremennyih nauchnyih issledovaniy : materialyi mezhdunarodnoy nauchno-teoreticheskoy konferentsii ad'yunktov i doktorantov (Sankt-Peterburg, 17 iyunya 2010 g.). - V 2 ch. - Ch. 2. - SPb.: Izd-vo Sankt-Peterburgskogo un-ta MVD Rossii, 2010. - S. 141-147.

17. Shapoval, V. A., Vorobev, I. A. Otsenka i prognozirovanie professionalno-psihologicheskoy uspeshnosti sotrudnikov OVD s pomoschyu psihodinamicheski orientirovannogo lichnostnogo oprosnika (POLO) «Resurs» // Aktualnyie problemyi pedagogiki i psihologii v pravoohranitelnoy deyatelnosti (Vasilevskie chteniya - 2012) : materialyi mezhvuzovskoy nauchno-prakticheskoy konferentsii. Sankt-Peterburg, 18 maya 2012 g. / sost.: V.M. Statnyiy, N.V. Dementeva. - SPb.: Izd-vo SPb un-ta MVD Rossii, 2012. - S. 260-271.

18. Shapoval, V. A., Golyanich, V. M. Innovatsionnaya tehnologiya psihodinamicheskoy otsenki kompetentsiy personala // Upravlencheskoe konsultirovanie. - 2013. - # 5 (53). - S. 20-36.

19. Shapoval, V. A., Golyanich, V. M. Obosnovanie innovatsionnoy tehnologii otsenki personala // Upravlencheskoe konsultirovanie. - 2013. - # 4 (52). - S. 13-27.

20. Shapoval, V. A., Golyanich, V. M. Psihodinamicheski orientirovannyiy metod otsenki i prognozirovaniya professionalno-psihologicheskoy nadezhnosti personala // Upravlencheskoe konsultirovanie.

- 2013. - # 6 (54). - S. 7-21.

21. Shapoval, V. A., Golyanich, V. M., Podkoryitova, I. V., Enikov, K. K. Metodologicheskie problemyi razrabotki effektivnyih tehnologiy diagnostiki professionalno-psihologicheskoy uspeshnosti sotrudnikov organizatsii // Nauchnyie trudyi Severo-Zapadnogo instituta upravleniya RANHiGS. - 2012. - T. 3. - Vyip. 3 (7). - S. 278-308.

22. Ya-strukturnyiy test Ammona. Oprosnik dlya otsenki tsentralnyih lichnostnyih funktsiy na strukturnom urovne : posobie dlya psihologov i vrachey / avt.-sost.: Yu. Ya. Tupitsyin, V. V. Bocharov, T. V. Alhazova i dr. - SPb., 1998.