Повышение достоверности социометрического исследования

Вестник Самарской гуманитарной акалемии. Серия «Психология». 2016. № 1

_ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНАЯ ПСИХОЛОГИЯ

EXPERIMENTAL PSYCHOLOGY

УДК 159.9.072

ПОВЫШЕНИЕ ДОСТОВЕРНОСТИ СОЦИОМЕТРИЧЕСКОГО ИССЛЕДОВАНИЯ

© А. В. Капцов

Капцов Александр Васильевич кандидат технических наук, доцент

заведующий кафедрой психологии управления Самарская

гуманитарная академия e-mail: avkaptsov@mail.ru

В статье рассмотрен метол оценки нечетких выборов при социометрических исслелованиях. Показано, что перехол от нечетких к четким множествам позволяет повысить лостоверность самоотчета испытуемых при интервальной шкале субъективного шкалирования. Выявлено различие экспансивности социометрического исслелования при интервальном шкалировании и использовании шкалы наименований.

Ключевые слова: социометрия, нечеткие множества, достоверность.

Несмотря на то, что социометрия как метод исследования межличностных отношений в малой группе применяется уже более 80 лет, тем не менее, его актуальность и востребованность не уменьшается. Причиной тому является простота обследования малой группы и достаточная точность для работы практических психологов. Когда же речь идет о научных исследованиях, то достоверность получаемой в социометрии информации сказывается на результатах исследований и выявленных закономерностях. Поэтому неоднократно исследователи предпринимают попытки совершенствования социометрической методики.

Кроме прямого использования социометрической информации как свидетельства существующей системы межличностных отношений в группе в последнее время диагностика психологических отношений стала использоваться в исследовании более сложных психологических феноменов, например, межличностных взаимо-

The Bulletin of the Samara Humanitarian Academy. A series Psychology. 2016. No 1

действий [1, с. 80], а на их базе в процедуре выделения микрогруппового состава малой группы [6, с. 158], что имеет большое практическое значение в педагогической психологии, психологии управления, психологии развития и т. п. [5].

Поэтому актуальной проблемой экспериментальной психологии является повышение достоверности результатов социометрического исследования, тем более что обширная библиография, имеющаяся на эту тему (на запрос «социометрия» в информационно-поисковой системе scholar.google.ru выдается более 3 тысяч источников и цитирований) посвящены исключительно применению социометрии в различных исследованиях, а работ методического характера социометрического исследования значительно меньше [1; 2; 3; 11; 10; 11; 13].

Рассмотрим суть социометрического метода определения межличностных отношений в группе, заключающегося в осуществлении каждым членом группы выборов других членов по одному или нескольким критериям с последующим вычислением индивидуальных и групповых индексов. При этом субъективное шкалирование осуществляется каждым членом группы в номинальной шкале («выбрал», «не выбрал»). Известно, что «номинальная шкала является самой простой и самой "слабой" из всех шкал» [4, с. 11]. В то же время выбор в социометрическом исследовании - это сложный процесс принятия решения в условиях неполной и нечеткой информации о межличностных отношениях в группе. Однократное шкалирование членом группы своих одногруппников подвержено воздействию множеству побочных факторов, снижающих достоверность получаемой информации. Например, у каждого члена группы существует свой порог при принятии решения в пользу положительного или отрицательного выбора. Причем он чаще всего зависит от модальности выбора. В частности, при положительных выборах порог принятия решения в пользу выбора зачастую значительно меньше, чем при отрицательных выборах. Поэтому индекс положительной экспансивности практически всегда превышает индекс отрицательной экспансивности.

Выделяя «отношение» как теоретическое понятие, означающее готовность индивида к определенному субъектно-оценочному и сознательно-избирательному взаимодействию с субъектами окружающего мира [8, с. 406], следует подчеркнуть, что оно характеризуется непрерывной переменной на некотором психологическом континууме. Следовательно, отношения члена группы можно измерять, т. е. присваивать числовые значения, в некотором интервале, например, от 0 до 1 или от 1 до 10.

Моделирование рассуждения человека сопряжено с учетом различных видов неопределенностей, присущих ему, что в психологии обозначается понятием «субъективное шкалирование» [8, с. 566]. В социометрии Ямашита предложил способ, в котором каждый выбор дополняется информацией о степени уверенности в нем [цит. по: 10, с. 156]. В этом случае результаты социометрического исследования представляют собой «нечеткое множество», описывающее лингвистические переменные [9, с. 120]. Дальнейшая обработка результатов социометрии возможна несколькими способами, например, с использованием математики нечетких множеств, что в психологической диагностике получило свое развитие в использовании ШТ технологии [14, с. 374] и «высшей психометрики» [15, с. 293], либо переходом от нечетких множеств к

четким множествам [2, с. 130] с последующей работой в классической психодиагностической парадигме. Настоящая статья посвящена последнему подходу.

Рассмотрим переход от нечетких оценок к четким, предложенный С. А. Багрецовым [2, с. 129]. При проведении непараметрической социометрии (без ограничения количества выборов) каждому члену группы предлагается оценить отношение к каждому одногруппнику по интервальной шкале. Поскольку в дальнейшем будет осуществлен переход к номинальной шкале, то выбор интервальной шкалы с высокой дискриминативностью, например, десятибалльной, не имеет особенного смысла. Поэтому мы используем обычно семибалльную шкалу Лайкерта, обладающую достаточной дискриминативностью и легкостью восприятия испытуемыми.

По результатам социометрического исследования распределение оценок отношений каждого члена группы в первом приближении можно отнести к нормальному (критерий Шапиро-Уилка в группе из 25 студентов находится в диапазоне 0,91-0,96, что подтверждает гипотезу Н0 при p = 0,07-0,44). Хотя отдельные испытуемые имеют распределение оценок отличное от нормального. Строго говоря, распределение оценок описывается биномиальным распределением. Как показали наши исследования при 7-балльном шкалировании межличностных отношений часто наблюдается двухмодальное распределение оценок некоторых студентов, имеющих высокий уровень как положительной, так и отрицательной экспансивности. Тем не менее, уровень принятия нулевой гипотезы о соответствии распределения биномиальному закону дискретного распределения остается достаточно высоким (р от 0,25 до 0,88).

В [2, с. 130] предлагается определять среднее арифметическое отдельно по положительным м + и отрицательным м - выборам каждого члена группы, а также величину доверительного интервала с.+ и с.-.

где Pf- Pí - верхняя и нижняя границы доверительного интервала i-го члена группы;

ц- - среднее значение выборов и отвержений i-го члена группы; hj+ , hj- - точность оценки выборов и отвержений i-го члена группы.

Величину доверительного интервала определяют по известным формулам с учетом степени свободы (в социометрическом исследовании количество выборов определяется количеством членов группы, принявших участие в обследовании n, т.е. степень свободы равна n - 1) и принятого уровня достоверности [10, с. 211]. В случаях, если оценка отношений г-го члена группы не попадает в доверительный интервал, то оценка бракуется. Все оценки, попавшие в доверительный интервал, заносятся в социоматрицу, которая становится четкой. Методика перевода нечеткой социометрической матрицы в четкую [2, с. 130-131] формально верна при условии, что вероятность выставления оценок г-ым членом группы своим одногруппникам обусловлена бесконечно большим количество равновеликих независимых факторов, что не всегда соответствует реальности. В частности, наши исследования предикторов социо-

метрических выборов показали [5, с. 167—168], что наибольшей силой обладает сходство личностных ценностей, а также мотивов, уровня интеллекта и некоторых личностных качеств студентов. С другой стороны, достоверность оценки межличностных отношений, т. е. неслучайность, зависит от значения самой оценки. Крайние оценки (7 баллов — «я очень бы хотел вместе выполнять учебные работы»; 1 балл — «я категорически не хотел бы вместе выполнять учебные работы») отношений отражает большую уверенность испытуемых, нежели оценки среднего уровня (5 баллов — «возможно, хотел бы вместе выполнять учебные работы», 3 балла — «возможно, не хотел бы ...»). Поэтому, если и существует нечеткость высказывания мнения испытуемыми, то она скрывается в оценках, расположенных ближе к нейтральной. Иначе говоря, на наш взгляд формулы (1) и (2) не отражают реального психологического явления и при переходе к четкой социометрической матрице еще больше ее искажают. Поэтому мы предлагаем определение доверительного интервала осуществлять по следующим формулам:

Из сравнения формул (3) и (4) с формулами (1) и (2) видно, что суть отбраковки нечетких высказываний заключается в установлении ограничении нижнего порога для положительных выборов и верхнего порога для отрицательных выборов, которые по условию тестирования носят более вероятностный характер.

Предложенный метод повышения четкости информации, получаемой при социометрическом исследовании требует эмпирической проверки.

Методика исследования

Эмпирическое исследование предложенного метода повышения четкости информации было осуществлено на выборке студентов первого курса в количестве 7 учебных групп (общее количество студентов 150 чел.). Обследование было проведено через 3 месяца после организации групп, что можно считать вполне достаточным для первоначального знакомства студентов между собой.

При проведении социометрии с интервальной шкалой оценки отношений студентам давалась следующая инструкция:

«Оцените, пожалуйста, в баллах, с кем из одногруппников Вы бы хотели вместе выполнять совместные учебные задания (практические, лабораторные работы), поставив оценку в столбец «Учеба», или вместе отдыхать в одной компании (столбец «Отдых»):

7 баллов — очень бы хотел вместе выполнять учебные работы или отдыхать;

6 баллов — предпочел бы вместе;

5 баллов — возможно, хотел бы;

4 балла — безразлично;

3 балла — возможно, не хотел бы;

2 балла — сильно не хотел бы;

1 балл — не хотел бы категорически».

Полученные результаты вносились в нечеткую социоматрицу, которая подвергалась статистической обработке. По каждому испытуемому определялся доверительный интервал по формулам (3) и (4) и проверялось попадание оценок в него. В случае нахождения оценки в доверительном интервале оценка переносилась в четкую социоматрицу, по которой рассчитывались индивидуальные и групповые социометрические индексы. По социоматрице четких оценок проводились групповые консультации испытуемых, а также сопоставлялись результаты с аналогичным тестированием, использующим шкалу наименований.

Для сравнения результатов социометрических исследований с интервальной шкалой и шкалой наименований через две недели было проведено повторное тестирование в тех же группах при использовании традиционной шкалы наименований.

При проведении социометрического исследования со шкалой наименований испытуемым выдавался бланк, в котором был приведен пронумерованный список группы, перечень критериев, содержащей поля для внесения ответов. Инструкция перед исследованием была следующая: «Выберите одногруппни-ков из списка Вашей учебной групп и запишите их порядковые номера в соответствующие строчки. Количество ответов не ограничено. Если выборов нет — поставьте, пожалуйста, прочерк. Я хотел бы вместе выполнять учебное задание с ...». Всего предъявлялось по два критерия: два с направленностью на совместную учебу и два — на совместный отдых.

Сравнение социометрических индексов осуществлялось с помощью непараметрических критериев Манна-Уитни и Вилкоксона.

Результаты исследования

По результатам социометрического исследования в учебных группах был обнаружен больший уровень экспансивности как по критерию направленности на совместную учебу, так и совместный отдых. Если в исследованиях студентов первого курса инженерных специальностей в 2013-2014 годах индекс групповой экспансивности составлял от 3,8 до 8,8 при опросе со шкалой наименований, то в исследовании 2015 года он возрос до 11,2 с интервальной шкалой, т.е. увеличился в среднем с 4,3 до 9,16, что статистически значимо по критерию Манна-Уитни при р = 0,001. Учитывая, что групповая экспансивность рассчитывалась по четкой матрице, которая была меньше в среднем на 30% за счет отбраковки нечетких ответов (в основном 5 баллов). Отрицательные выборы (отвержения) не имели отбракованных ответов.

Для выявления причин столь значительных расхождений в экспансивности студентов при социометрическом исследовании было проведено повторное тестирование на той же выборке студентов через 2 недели, но при ответах в шкале наименований. Интервал времени между тестированиями был обусловлен временем подготовки к повторному тестированию.

Установлено, что групповая экспансивность во втором исследовании находится в диапазоне от 4,4 до 6,7, что статистически не различается с данными, полученными на выборках 2013-2014 годов. В то же время при рассмотрении индивидуальных индексов экспансивности выявлены изменения в положительных выборах студентов (отвержения полностью совпадают в двух исследованиях).

Таким образом, при повторном социометрическом исследовании результаты были подвержены влиянию дух факторов: фактор методики исследования (различия в субъективном шкалировании) и фактор изменения отношения к одногруппникам за время между тестом и ретестом. Последний фактор и его влияние обсуждался с испытуемыми в ходе групповой консультации по результатам исследования. Студенты подтвердили, что за две недели у них произошли изменения в отношениях к одногруппникам. Это нашло свое отражение в числовых показателях: в категории ответов «очень хочу совместно учиться» (7 баллов) произошли изменения в 9% случаях, в ответах «предпочел бы совместно учиться» (6 баллов) — в 10% случаях, а вот в ответах «возможно, хотел бы ...» (5 баллов) — только 4%. Это обусловлено, по нашему мнению тем, что в этой категории было отбраковано больше ответов при переходе от нечеткой социоматрице к четкой. Следовательно, общее количество изменившихся выборов за две недели не превышает 25%.

Изменения индивидуальных индексов экспансивности взаимосвязаны с уровнем экспансивности. Коэффициент корреляции Пирсона между индивидуальным индексом экспансивности и степенью совпадения двух разновидностей субъективного шкалирования в социометрическом исследовании с направленностью на совместную учебу составил 0,84, а на отдых — 0,90. Это означает, что у студентов с высокой экспансивностью на группу различий между шкалированием в интервальной шкале и шкале наименований меньше, чем у студентов с низкой направленностью на группу. Полученный факт вполне логичен, т. к. изменение в выборе одного члена группы при общем количестве выборов, например, около 10, дает меньшую ошибку, чем те же изменения при общем количестве выборов, например 2 или 4. Однако в абсолютных значениях уровень совпадения выборов в среднем составляет только 56%.

В ходе исследования была выдвинута промежуточная гипотеза о влиянии социометрического статуса на изменения, произошедшие при смене субъективного шкалирования в социометрии, но она не нашла своего статистического подтверждения, хотя все испытуемые в группе были разделены по социометрическому статусу на группы согласно критериям [15, с. 151]: «звезды», «предпочитаемые», «непринятые», «пренебрегаемые».

Рассмотрим причину различий в экспансивности испытуемых при переходе в социометрическом исследовании на интервальную шкалу. Нам видится как минимум два возможных фактора этого явления. Первый фактор обусловлен свойствами интервальной шкалы и субъективного шкалирования в ней, а второй — процедурой проведения социометрического исследования.

Использование интервальной шкалы для испытуемых является «самым легким и непосредственным по способу вынесения суждений <...> Если испытуемый работает добросовестно, <...> то сами по себе балльные оценки оказываются "сильной" шкалой» [4, с. 124]. Однако, как пишет А. Н. Гусев: «использование балльных оценок основывается на предположении, что человек является хорошим инструментом количественного наблюдения, что он способен делать точные и объективные суждения. <...> Многие испытуемые имеют тенденцию оценивать то, что они хорошо знают, или то, что им чаще встречается в жизни, выше, чем следует» [4, с. 126]. Но одной из главных, на наш взгляд,

причин искажения балльных оценок является гало-эффект, заключающийся в искажении оценки из-за влияния общего впечатления о человеке [4, с. 130]. Именно динамика общего впечатления об одногруппниках привела к изменению выборов через две недели при повторном тестировании.

Рассмотрим процедуру проведения социометрического исследования в обеих вариантах. Теоретический анализ инструкций, даваемых студентам перед исследованием, показывает, что они были не совсем идентичные. При проведении традиционной социометрии со шкалой наименований задачей испытуемых являлось выписывание номеров одногруппников из списка группы, к которым у них сформировано психологическое отношение, и внесение их в бланк. При этом индифферентные отношения в бланк не вносились. Следует обратить внимание, что не все испытуемые были высоко мотивированными на проводимое исследование, поэтому вопросы со стороны студентов, например, «можно я никого не буду выбирать.» иногда встречались. Наблюдая за процессом заполнения бланка в ходе исследования, можно констатировать, что задание было для них не совсем простым, некоторые долго размышляли, чтобы внести в бланк номер того или иного одногруппника. Поэтому, как нам кажется, выборы и отвержения стремились к возможному минимуму.

Несколько иная картина наблюдалась при работе с интервальной шкалой. Условием исследования необходимо было оценить всех студентов группы и проставить каждому оценку, включая индифферентное отношение, т. е. студенты изначально получили установку на сплошное, а не выборочное оценивание, что на наш взгляд снизило порог критического восприятия одногруппни-ков. Если приходиться оценивать каждого, то почему не поставить одногруп-пнику 5 баллов («возможно, хотел бы ...») вместо 4 баллов («безразлично»). Пока это только предположение, требующее дальнейшей проверки и внесение корректив в процедуру исследования. Однако это сделать необходимо, т.к. мы столкнулись с побочными факторами, которые не позволяют на сегодняшний день утверждать о достоинствах и недостатках внедрения в экспериментальной психологии лингвистических переменных, основанных на современном математическом аппарате нечетких множеств.

Вышоды

1. Одним из современных подходов повышения достоверности социометрического исследования является применение аппарата нечетких множеств, развиваемого за рубежом.

2. Отечественными исследователями (С. А. Багрецов и др.) разработан алгоритм преобразования нечетких социоматриц в четкие, основанный на предположении распределения социометрических выборов членами группы по нормальному закону.

3. Эмпирически установлено, что распределение оценок социометрических выборов подчиняется биномиальному закону распределения. Предложен алгоритм перехода от нечетких социоматриц к четким с учетом отсутствия закона нормального распределения оценок.

4. Переход в социометрии от шкалы наименований к интервальной шкале, являющейся более мощной, создает перспективы в использовании социометрии как метода в научных и прикладных целях.

5. В непараметрической форме социометрии эмпирически установлен факт почти двукратного повышения экспансивности испытуемых при переходе в исследовании от шкалы наименований к интервальной шкале, что требует дальнейших исследований.

СПИСОК ИСПОЛЬЗОВАННОЙ ЛИТЕРАТУРЫ

1. Амельков А. А. Психологическая диагностика межличностного взаимодействия. Мозырь : Содействие, 2006. 108 с.

2. Багрецов С. А. Диагностика социально-психологических характеристик малых групп с внешним статусом / С. А. Багрецов, В. М. Львов, В. В. Наумов, К. М. Оганян. Санкт-Петербург : Лань, 1999. 640 с.

3. Волков И. П. Социометрические методы в социально-психологических исследованиях. Ленинград : ЛГУ, 1970. 88 с.

4. Гусев А. Н. Психологические измерения: Теория. Методы / А. Н. Гусев, И. С. Уточкин. Москва : Аспект Пресс, 2011. 319 с.

5. Капцов А. В. Личностное и интеллектуальное развитие студентов в условиях учебной группы современного вуза. Самара : Изд-во «Самарский научный центр РАН», 2011. 214 с.

6. Капцов А. В. Методика определения преобладающего механизма личностного развития студентов в условиях учебной микрогруппы // Вестник Самарской гуманитарной академии. Серия «Психология». 2015. № 1 (17). С. 152—179.

7. Кобзарь А. И. Прикладная математическая статистика. Для инженеров и научных работников. Москва : ФИЗМАТЛИТ, 2006. 816 с.

8. Коломинский Я. Л. Психология взаимоотношений в малых группах (общие и возрастные особенности). Минск : ТетраСистемс, 2001. 432 с.

9. Кондаков И. М. Психология. Иллюстрированный словарь. Санкт-Петербург : ПРАЙМ-ЕВРОЗНАК, 2007. 783 с.

10. Конышева Л. К. Основы нечетких множеств / Л. К. Конышева, Д. М. Назаров. Санкт-Петербург : Питер, 2011. 192 с.

11. Математический энциклопедический словарь / гл. ред. Ю. В. Прохоров. Москва : Советская энциклопедия, 1988. 847 с.

12. Мухатдинова О. Р. Построение и анализ социограмм на основе нечеткой логики // Социология: методология, методы и математическое моделирование (Социология 4М). 2000. № 12. С. 154-159.

13. Паниотто В. И. Структура межличностных отношений: методика и математические методы исследования. Киев : Наукова Думка, 1975. 126 с.

14. Психолого-педагогическое обеспечение многоуровневого высшего образования / под ред. А. В. Капцова и В. И. Кичигина. Самара : СамГАСА. 2003. 316 с.

15. Реан А. А. Социальная педагогическая психология / А. А. Реан, Я. Л. Коломинский. Санкт-Петербург : Питер, 1999. 416 с.

16. Фер Р. М. Психометрика: Введение / Р. М. Фер, В. Р. Бакарак. Челябинск : Издательский центр ЮУрГУ, 2010. 445 с.

17. Шмелев А. Г. Практическая тестология. Тестирование в образовании, прикладной психологии и управлении персоналом. Москва : ИПЦ «Маска», 2013. 688 с.

REFERENCES

1. Amel'kov A. A. Psihologicheskaja diagnostika mezhlichnostnogo vzaimodejstvija [Psychological diagnostics of interpersonal interaction]. Mozyr': Sodejstvie, 2006. 108 p. (in Russian).

2. Bagrecov S. A. Diagnostika social'no-psihologicheskih harakteristik malyh grupp s vneshnim statusom [Diagnostics of socio-psychological characteristics of small groups with external status]. St. Petersburg: Izd-vo «Lan'», 1999. 640 p. (in Russian).

3. Volkov I. P. Sociometricheskie metody v social'no-psihologicheskih issledovanijah [Sociometric methods in social psychological research]. Leningrad: LGU, 1970. 88 p. (in Russian).

4. Gusev A. N. Psihologicheskie izmerenija: Teorija. Metody [Psychological measurement: Theory. Methods]. Moscow: Aspekt Press, 2011. 319 p. (in Russian).

5. Kapcov A. V. Lichnostnoe i intellektual'noe razvitie studentov v uslovijah uchebnoj gruppy sovremennogo vuza [Personal and intellectual development of students in the study group of the modern University]. Samara: Izd-vo «Samarskij nauchnyj cent RAN», 2011. 214 p. (in Russian).

6. Kapcov A. V. Vestnik Samarskoj gumanitarnoj akademii. Serija Psihologija [The Bulletin of Samara humanitarian Academy. Psychology Series]. 2015. No 1 (17). Pp. 152-179 (in Russian).

7. Kobzar' A. I. Prikladnaja matematicheskaja statistika. Dlja inzhenerov i nauchnyh rabotnikov [Applied mathematical statistics. For engineers and scientists]. Moscow: FIZMATLIT, 2006. 816 p. (in Russian).

8. Kolominskij Ja. L. Psihologija vzaimootnoshenij v malyh gruppah (obshhie i vozrastnye osobennosti) [Psychology of relationships in small groups (total and age-specific)]. Minsk: TetraSistems, 2001. 432 p. (in Russian).

9. Kondakov I. M. Psihologija. Illjustrirovannyjslovar' [Psychology. Illustrated dictionary]. St. Petersburg: PRAJM-EVROZNAK, 2007. 783 p. (in Russian).

10. Konysheva L. K. Osnovy nechetkih mnozhestv [Fundamentals of fuzzy sets]. St. Petersburg: Piter, 2011. 192 p. (in Russian).

11. Matematicheskij jenciklopedicheskij slovar' / gl. red. Ju.V. Prohorov [Mathematical encyclopedic dictionary / chief editor Y. V. Prokhorov]. Moscow: «Sovetskaja jenciklopedija», 1988. 847 p. (in Russian).

12. Muhatdinova O. R. Sociologija: metodologija, metody i matematicheskoe modelirovanie (Sociologija 4M) [Sociology: methodology, methods and mathematical modeling in Sociology (4M)]. 2000. No 12. pp. 154-159 (in Russian).

13. Paniotto V. I. Struktura mezhlichnostnyh otnoshenij: metodika i matematicheskie metody issledovanija [The structure of interpersonal relations: methodology and mathematical methods of research] Kiev: Naukova Dumka, 1975. 126 p. (in Russian).

14. Psihologo-pedagogicheskoe obespechenie mnogourovnevogo vysshego obrazovanija / pod red. A.V. Kapcova i V.I. Kichigina [Psychological and pedagogical support of multilevel higher education / edited by A. Kaptsov and B. Kichigin]. Samara: SamGASA. 2003. 316 p. (in Russian).

15. Rean A. A. Social'najapedagogicheskajapsihologija [Social pedagogical psychology]. St. Petersburg: Piter, 1999. 416 p. (in Russian).

16. Fer R. M. Psihometrika: Vvedenie [Psychometrika: Introduction]. Cheljabinsk: Izdatel'skij centr JuUrGU, 2010. 445 p. (in Russian).

17. Shmelev A. G. Prakticheskaja testologija. Testirovanie v obrazovanii, prikladnoj psihologii i upravlenii personalom [Practical testology. Testing in education, applied psychology, and personnel management]. Moscow: IPC "Maska", 2013. 688 p. (in Russian).

A. B. KAnUOB

HoBblWeHMe AOCTOBepHOCTM COUMOMeTpvmeCKOrO MCCAeAOBaHMfl

Improving the reliability of sociometric research A. Kaptsov

The article describes evaluation method of fuzzy election in sociometric research. It is shown that the transition from fuzzy to crisp sets can improve the accuracy of self-reports of examinees with an interval scale of subjective scaling. The difference of expansivity of sociometric research with interval scaling and the use of the scale items is discoved.

Key words: sociometry, fuzzy sets, an accuracy.