CC BY
130
ш В. А. Шаповал V. A. Shapoval
| В. М.голянич V. M. Golyanich
С
1 Инновационная технология
¡ психодинамической оценки
¡ компетенций персонала
М
^ Innovative Technology in Psychodynamic Assessment
ННА of Workforce Competencies
В
о Шаповал Валентин Анатольевич Shapoval Valentin Anatolyevich
< Санкт-Петербургский университет МВД России Saint-Petersburg University of Ministry of Internal Affairs
^ Доцент кафедры юридической психологии of Russia
о Кандидат медицинских наук, доцент Associate professor of the Chair of Legal Psychology
О vash23@mail.ru PhD in medical sciences, Associate Professor
vash23@mail.ru
голянич Валерий Михайлович Golyanich Valery Mikhailovich
Северо-Западный институт управления — North-West Institute of Management — branch of the
филиал РАНХиГС (Санкт-Петербург) Russian Presidential Academy of National Economy and
Заведующий кафедрой управления персоналом Public Administration (Saint-Petersburg)
Доктор медицинских наук, профессор Head of the Chair of Personnel Management
golyanichvm@mail.ru Doctor of Science (Medicine), Professor
golyanichvm@mail.ru
ключевые слова
неспецифические компетенции, Я-структура личности, психодинамически ориентированный личностный опросник «ПОЛО-Ресурс», психометрическая экспертиза шкал тестов, профессионально-психологическое здоровье, субъектно-профессиональная идентичность, профессионально-психологическая успешность
KEY woRDs
non-specific competence, self-personality structure, psychodynamically oriented personality questionnaire «Polo Resources», psychometric examination test scales, professional and psychological health, the subject-professional identity, professional and psychological success
РЕФЕРАТ
Представлена пошаговая процедура создания инновационной технологии оценки персонала — психодинамически ориентированного личностного опросника «ПОЛО-Ресурс», — позволяющего измерять профессионально релевантные неспецифические компетенции: профессионально-психологическое здоровье, субъектно-профессиональную идентичность и профессионально-психологическую успешность.
ABsTRACT
A step by step procedure to create innovative assessment personnel — psychodynamically oriented personality questionnaire «Polo Resources» — allowing to measure professionally relevant non-specific competencies: professional and psychological health, the subject-professional identity and professional psychological success.
Настоящая статья является продолжением опубликованного в предыдущем номере материала (см.: Управленческое консультирование. 2013. № 4. С. 13-27), в котором приведено теоретическое обоснование новой методики оценки персонала — психодинамически ориентиро-
ванного личностного опросника «ПОЛО-Ресурс» [15]. Ниже приводится алгоритм пошаговой процедуры создания этой методики.
Первые пилотные исследования с использованием русскоязычной версии Я-структурного теста Г. Аммона (!БТА)
были проведены в середине 1990-х гг. в рамках творческого сотрудничества со специалистами Санкт-Петербургского психоневрологического института им. В. М. Бехтерева [1]. Объектом исследования являлись абитуриенты и курсанты военных вузов, обследовавшиеся в рамках проводимых военно-врачебной и психолого-психиатрической экспертиз, профессионально-психологического отбора и массовых психопрофилактических процедур. В результате проведенных исследований были получены первые нормативные данные по однородной мужской выборке психически здоровых социально адаптированных юношей (п = = 1004), проанализированы пригодность и перспективы использования теста в ситуации экспертизы и в процессе психологического обеспечения учебно-воспитательной работы в вузе [10]. Поскольку изначально 1БТА разрабатывался на основе материалов групп аналитической терапии пациентов психиатрических клиник и не содержал шкал для оценки тестовых установок испытуемых, его использование в ситуации экспертизы представлялось нам некорректным и инициировало разработку на его основе специального теста — Психодинамически ориентированного личностного опросника «ПОЛО-Ресурс», предназначенного сначала для оценки и прогнозирования психического здоровья абитуриентов и курсантов военных вузов [11], а в последующем — психологического здоровья [12], профессиональной идентичности [13] и профессионально-психологической успешности [16] государственных служащих. Помимо использовавшихся ранее 18 шкал Я-структурного теста Г. Аммона (трех качественных состояний шести центральных Я-функций), в «ПОЛО-Ресурс» были включены три шкалы оценки тестовых установок (неискренности, аггравации, диссимуляции), три интегральных шкалы Я-идентичности (общей конструктивности, общей деструктив-ности, общей дефицитарности), шкалы адаптационного потенциала и потенциала психической активности (производные от интегральных шкал), четыре
авторских шкалы типа психическом дезадаптации (психосоматический, поведенческий, невротический, тормозимо-депрессивный), а также интегральные шкалы общей дезадаптации (социо-пси-хо-соматической проблемности) и ресурса психологического здоровья. В результате указанной трансформации логистика диагностических шкал теста приобрела завершенную пирамидальную структуру (рис. 1).
Так как основной проблемой массовых психологических обследований являются обработка и анализ больших объемов информации в условиях дефицита времени, ключевым событием в дальнейшей эволюции теста «ПОЛО-Ресурс» явилась автоматизация процедуры обработки его результатов и экспорта данных с бумажных бланков в файл и электронную базу с помощью программно-технического комплекса, созданного на платформе ABBYY FormReader (в дальнейшем — FlexiCapture) — одного из наиболее быстрых и надежных способов потокового ввода больших объемов данных, а также совместимой с ним авторской IT-про-граммы, реализованной в Microsoft Office Access (В. Н. Арсеньев, В. А. Шаповал, 2000, 2006, 2012), позволяющей представлять результаты оценки как в индивидуальной (психограмма Я-структуры личности с кратким заключением), так и в групповой (матрица данных в Microsoft Office Access или Microsoft Office Excel) формах.
Внедрение в 2000 г. теста в арсенал автоматизированных методик одного из ведомственных центров психологической диагностики, оснащенного ABBYY FormReader, предоставило возможность оперировать не только «сырыми» и Т-балльными значениями, но и первичными ответами на пункты опросника больших репрезентативных выборок испытуемых, что открыло широкие возможности для осуществления его дальнейшей психометрической коррекции. С помощью специальной автоматизированной методики «X.xls», основанной на сравнении эмпирических данных, полученных для определенного ансамбля респондентов, с данными, полученными методом веро-
< >
о о
< >
о о
Триады
коррекционных шкал
Шкалы дезадаптации
Основные шкалы центральных гуман-функций Я-структуры личности
Рис. 1. Структура теста «ПОЛО-Ресурс»
Примечание. В основании пирамиды расположены исходные шкалы ПОЛО первого уровня: А — агрессии, С — страха, О — внешнего Я-отграничения, О* — внутреннего Я-от-граничения, N — нарциссизма, 5 — сексуальности в своих конструктивных (1), деструктивных (2) и дефицитарных (3) проявлениях. В середине пирамиды находятся интегральные шкалы первого уровня: Со — общей конструктивности, Ов — общей деструктивности и О/ — общей дефицитарности Я-структуры личности; 4-й ряд занимают интегральные шкалы второго уровня: АйР — адаптационного потенциала (АйР = Со + Df — Ов) и РАс — потенциала активности (РАс = Со + Ов — О/); вершину пирамиды венчает интегральная шкала ресурса психологического здоровья Яв (Яв = Со — Ов — О/)1. Слева от пирамиды изображена триада шкал достоверности: Ь — неискренности, ^ — аггравации, К — диссиму-ляции; справа — тетрада шкал типов социально-психической дезадаптации: Нв — психосоматического типа, От — поведенческого типа, Nе — невротического типа, О 4 — тормози-мо-депрессивного типа, Сй — шкала общей дезадаптации (социо-психо-соматической проблемности).
ятностного моделирования Монте-Карло для различных виртуальных ансамблей, была осуществлена оценка и минимизация средней погрешности измерения психодиагностических показателей теста [3]. Это позволило сменить принадлежность ряда утверждений по отношению к исходным шкалам теста Аммона или заменить их релевантными пунктами, отобранными нами из библиотеки утвер-
ждений таких широко известных психологических опросников, как СМИЛ, РР1, Басса-Дарки, Ассингера, Келлермана— Плутчика, Шуберта, Рейзаса, Ряховского, Котенкова, Шострома и др. В итоге появилась версия «ПОЛО-Ресурс-2004», позволяющая получать более надежные результаты тестирования за счет примерно двукратного снижения погрешности измерения [18].
1 В дальнейшем шкала Пв рассчитывалась по формуле Яв = Со — Сй. Шкала Сй включает в себя утверждения не только шкал Ов и О/, но и пункты тетрады шкал дезадаптации (Рв, От, Nв, О4).
Следующий цикл психометрической коррекции теста, итогом которой стало повышение надежности его шкал на 1520%, осуществлялся на репрезентативной выборке (п > 1000) путем отбраковки утверждений, снижающих внутреннюю согласованность шкал (с помощью вычисления критерия а-Кронбаха) [7], что привело к сокращению общего количества утверждений с 377 до 270 и разработке следующей версии теста «ПОЛО-Ресурс-2006». Последняя содержала лишь 15% (33 из 220) исходных пунктов теста Аммона и имела два отдельных (мужской и женский) варианта. Данная версия теста позволяла оценивать различные аспекты психолого-профессионального функционирования личности и представлять полученные результаты в виде Я-структурной психограммы (рис. 2). На данном этапе был также разработан автоматизированный алгоритм градации испытуемых на четыре критериальных группы психологического здоровья (ГПЗ). Градация (табл. 1) осуществлялась путем вычисления разности показателей шкал общей конструктивности (Со) и общей дезадаптации (Сй) в принудительно нормализованном Т-приве-дении. Диапазон значений групп устанавливался эмпирически, а также опирался на общепризнанное мнение, в соответствии с которым отклонения основных психодиагностических показателей более чем на 1,5а (значения среднего квадратичного отклонения) от среднего арифметического в популяции свидетельствует о снижении функциональных резервов психики и зачастую связано с латентными заболеваниями [6]. Так, в случае выявления у испытуемого превышения значений ресурса психологического здоровья Яв более чем на 1,5а (Сй - Со >15 Т-баллов) от среднего его относили к IV ГПЗ, а в случае обратного их соотношения (Со - Сй > 15 Т-баллов) — к I ГПЗ. Разность показателей общей конструктивности и общей дезадаптации (Со - Сй) в пределах от 1 до (+14) Т-баллов являлась основанием для отнесения испытуемого ко II ГПЗ, а от 0 до (-14) — к III ГПЗ.
Важный этап исследований был связан с проверкой «перекрестной» валид-ности показателей «ПОЛО-Ресурс-2006» путем совместного использования на репрезентативных выборках ряда других психодиагностических методик, валид-ность которых декларируется как доказанная (МЛО-АМ, УСК, ИЖС, САТ, МИОМ, СУПОС-8, Кейрси, Т. Лири, Дж. Гилфорда, Шварца, Я. Стреляу и др.). Дальнейшая эволюция теста была сопряжена с созданием в 2009 г. психодиагностического комплекса ПОЛО+, в который были включены «П0Л0-Ресурс-2006» (В. А. Шапо-вал, 2006), тест оценки ассертивности (В. Каппони, Т. Новак, 1995), шкала креативности (В. А. Шаповал, 2007) и методика исследования профессиональной идентичности (Л. Б. Шнейдер, 2006). Комплекс разрабатывался на платформе ABBYY FlexiCapture 8.0 и был использован в деятельности психологической службы одного из главных управлений МВД России, а также в некоторых академических исследованиях [2].
Возможность оперировать первичными ответами (айтемами) испытуемых на утверждения теста открывает широкие перспективы для проведения психометрической экспертизы психодиагностических методик. Подобная экспертиза осуществляется в виде специальной эмпирико-статистической процедуры отладки теста — айтем-анализа (item analysis), — основной целью которой является получение информации об адекватности функционирования составляющих тест пунктов (утверждений). Айтемы (it) служат эмпирическими индикаторами диагностических концептов (шкал), позволяющими выявлять слабо работающие утверждения и путем их редактирования или удаления повышать надежность и валидностьтеста[9]. Использование современных информационных технологий позволяет 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 различитель-
< >
о о
>
ПОЛО (М)
Профиль я-структуры личности
Иванов Василий Анатольевич
№ 447 от 03.02.2009 др 21.08.1985
ЬЕК А
О
О'
N
в Со Бе РзОпхЫе Б СБ Ас! Гс Ке
А — Л --V
-А \ / чх :
37 52 54 65 69 59 59 53 56 69 42 49 56 54 43 49 45 73 68 69
49 47 51 56 47 50
49 53 47 54 50 47
Рис. 2. Компьютерная Я-структурная психограмма теста «ПОЛО-Ресурс»
Примечание. Линия, соединяющая точки значений шкал Ь, Р, К, — профиль шкал достоверности; кривая средней жирности, соединяющая точки значений шести конструктивных шкал (Ар С1, О1, О1, N1, — профиль конструктивной составляющей Я-структуры личности; кривая максимальной жирности, соединяющая точки значений шести деструктивных шкал (А2, С2, О2, О*2, N2, в2), — профиль деструктивной составляющей Я-структуры личности; тонкая кривая, соединяющая точки значений шести дефицитарных шкал (А3, С3, О3, О*3, N3, 53), — профиль дефицитарной составляющей Я-структуры личности; линия, соединяющая точки значений триады шкал (Со, Ов, О/), — профиль интегральных шкал Я-структуры личности; линия, соединяющая точки значений тетрады шкал дезадаптации (Ре, От, N6, О4), — профиль дополнительных шкал ПОЛО; первая вертикальная жирная линия в виде столбика термометра отражает степень выраженности общей социо-психо-соматической проблемности (СО); линия, соединяющая точки значений шкал адаптационного потенциала (АйР) и потенциала активности личности (РАс), — профиль интегральных шкал Я-структуры личности второго уровня; вторая вертикальная жирная линия отражает степень выраженности у испытуемого ресурса психологического здоровья (Яв). Светлый срединный коридор профильного листа (40-60 Т-баллов) — средненормативная зона значений показателей; затемненные зоны (60-70 и 40-30 Т-баллов) — пограничные зоны повышения (понижения) показателей; выше и ниже затемненных зон (70-120 и 0-30 Т-баллов) — зона выраженного повышения (понижения) значений показателей теста.
ной способности (дискриминативности) тестового утверждения, коэффициент корреляции пункта с суммарным баллом шкалы, максимальное значение коэффициента ковариации пункта шкалы, а также проведении факторного анализа совокупности пунктов шкалы и определении оценки внутренней согласованности шкалы. Второй предполагает изучение соответствия содержания утверждения опросника тому психологическому
конструкту, на измерение которого оно направлено (конструктная, или содержательная валидность), свободы теста от этно-культурных или средовых предубеждений, а также контекста интерпретации конкретным испытуемым семантики вопроса (утверждения) и связывания этого смысла с субъективной гипотезой о цели обследования.
Процедура психометрической экспертизы шкал теста ПОЛО+ началась с то-
Уровни профессионально-психологического здоровья (по результатам обследования с помощью теста «ПОЛО-Ресурс»)
I ГПЗ
Конструктивный тип Я-идентичности с выраженным преобладанием общей конструктивности над общей деструктивностью и общей дефицитар-ностью. Отсутствие признаков психопатологии. Высокий уровень конструктивного ресурса личностной идентичности (сбалансированности, гармоничности, адаптивности и активности)
II ГПЗ
В целом конструктивный тип Я-идентичности с невыраженным преобладанием общей конструктивности над общей деструктивностью и общей дефицитарностью. Признаки психопатологии не определяются. Средний уровень конструктивного ресурса личностной идентичности (сбалансированности, гармоничности, адаптивно-компенсаторных возможностей и активности). Наличие отдельных деструктивно-дефицитарных тенденций в Я-структуре личности
III ГПЗ
Деструктивно-дефицитарный тип Я-идентичности с невыраженным преобладанием социо-психо-соматической проблемности (дезадаптации) над общей конструктивностью. Определяется наличие отдельных признаков социально-психологической дезадаптации (того или иного типа в соответствии с показателями тетрады шкал дезадаптации), психологической неустойчивости, предпатологии. В профиле Я-структуры личности в целом отмечается преобладание деструктивно-дефицитарных компонентов над конструктивными (дисбаланс, дисгармоничность, декомпенсация, пассивность и др.)
IV ГПЗ
Выраженный деструктивно-дефицитарный тип Я-идентичности с преобладанием общей дезадаптации над общей конструктивностью. Высокая вероятность явных или латентных отклонений в состоянии психологического здоровья. В профиле Я-структуры личности отмечается выраженное преобладание деструктивно-дефицитарных компонентов центральных Я-функций над конструктивными, а также одного или нескольких типов психической дезадаптации: психосоматического, поведенческого, невротического, психоорганического. Для более детальной характеристики и построения тактики организационно-коррекционных мероприятий требуется обязательное индивидуальное собеседование с детальным анализом индивидуального профиля Я-структуры личности и решением вопроса о целесообразности дополнительного обследования с использованием проективных, психофизиологических и других психодиагностических методик, а также консультация психотерапевта (психиатра)
го, что из приложения Microsoft Office Access, на основе которого была разработана программа обработки теста «ПОЛО-Ресурс», в Microsoft Office Excel экспортировалась матрица данных в виде сырых балльных значений и первичных ответов «верно» (1) или «неверно» (0). Далее вычислялся «индекс трудности» каждого пункта опросника, отражающий степень социальной одобряемости (не-
одобряемости) реакций испытуемых на утверждения опросника в ситуации принудительного тестирования. Информативными принимались утверждения, доля ответов на которые превышала зна-
I 2,58]
чения коэффициента ф 01 = ^^у
Исходя из расчетов по данной формуле, для мужской выборки из 4521 испытуемого пороговое значение «трудности»
< заданий составило 0,04 (p < 0,01). Это X означает, что отбраковке и удалению ^ либо замене или переработке подлежат к утверждения, которые подавляющим
1 большинством (более 96%) или мень-^ шинством (менее 4%) испытуемых рас-¡Ё ценивались как «верные» или «невер-=Ц ные», т. е. индекс трудности пункта ^ (ИТП) < 0,04 или > 0,96. Исходя из
2 такого расчета отбраковке подлежали х пункты, на которые одинаково ответили ^ менее 4% или более 96% испытуемых.
Поскольку подобного рода процедуру ^ целесообразно проводить сразу в от-£ ношении всех пунктов опросника, таких ^ отбракованных утверждений в мужской ^ версии ПОЛО+ оказалось 51 (включая q 10 пунктов шкалы непрофессионализма методики исследования профессиональной идентичности Л. Б. Шнейдер). Среди таких пунктов оказались психопатологически «нагруженные» утверждения деструктивно-дефицитарных шкал: аггравации (6 it), дефицитарного нарциссизма (6 it), дефицитарной сексуальности (5 it), тормозимого (5 it) и психосоматического (4 it) типов дезадаптации и др.
Процедура психометрической проверки и коррекции ПОЛО+ может быть продемонстрирована на примере шкалы общей конструктивности (Со). На первом этапе путем расчета корреляций каждого пункта с суммой баллов по шкале оценивался вклад каждого утверждения теста в исследуемую шкалу. Далее шкала «обогащалась» путем включения положительно коррелирующих с ней новых пунктов, что привело к возрастанию числа утверждений шкалы с 35 до 93. Вторым этапом было определение индекса дискриминативности (различительной способности) утверждений, включенных в шкалу. Для этой цели вычислялась разность средних значений пунктов (соответствующих утверждениям шкалы) контрастных групп испытуемых, набравших самые высокие (27%) и самые низкие (27%) суммарные баллы по шкале. Контрастные группы испытуемых определялись с помощью опции «частоты» программы SPSS Statistics 17.0,
позволяющей выводить частотные таблицы с указанием частоты встречаемости в выборке испытуемых, набравших по шкале тот или иной балл (от минимального до максимального) с указанием валидного и кумулятивного процентов, а также задавать необходимые значения процентилей для определения соответствующих им сырых баллов шкалы. Контрастные группы испытуемых отбирались по суммарному баллу шкалы, соответствующему зоне значений ниже 27 и выше 73 процентилей. Отбраковке подлежали утверждения шкалы, имеющие индекс дискриминативности (Id) < 0,25. После проведения данной процедуры в шкале Со из 93 пунктов осталось 77 со средним индексом дискриминативности (Idcp ), равным 0,44. Третьим шагом была процедура отсева неинформативных пунктов по степени связанности с другими утверждениями данной шкалы на основе определения максимальных значений квадратов коэффициентов меж-пунктовых корреляций для каждого утверждения, их ранжирования и последующей отбраковки пунктов с низкими и одного из пары с крайне высокими значениями [5]. На данном этапе осуществлялся переход от чисто статистического к содержательному анализу утверждений. В результате данной процедуры число пунктов шкалы уменьшилось с 77 до 66. На четвертом шаге в отношении оставшихся пунктов шкалы повторялась процедура расчета индекса их дискриминативности, а на пятом — осуществлялась оценка внутренней согласованности шкалы (опция SPSS Statistics 17.0 «анализ пригодности»; модель: «альфа», «разделенный пополам», «Гуттмана»).
В итоге после проведения указанных процедур окончательный вариант шкалы общей конструктивности для сотрудников-мужчин включал в себя 66 валидных утверждений при статистически достоверной трудности заданий, обладающих высокой дискриминативной способностью (Idcp = 0,42) и внутренней согласованностью (а-Кронбаха = 0,91 при показателях коэффициентов Спирмена-
Брауна и половинного расщепления Гут-тмана также равных 0,88). Коэффициент корреляции между формами разделенной пополам шкалы составил 0,78. Полученные данные свидетельствуют о хорошей надежности разработанной шкалы.
При среднем значении, равном 43,17 сырых баллов, и стандартном отклонении, равном 11,1 (для п = 4521), визуально гистограмма шкалы общей конструктивности имела вид распределения, близкого к нормальному (рис. 3), хотя при расчете статистических критериев (Колмогорова-Смирнова, эксцесса) была выявлена анормальность распределения. В этой связи перевод сырых показателей шкалы в Т-баллы целесообразно осуществлять не по формуле Т = 50 + [10(х - т)/ст], где х — сырой балл, а т и ст — среднее арифметическое и стандартное отклонение, полученные на выборке стандартизации, а путем процедуры принудительной нормализации на основе таблицы частот.
Содержательный анализ 66 айтемов (Ы), вошедших в шкалу Со, показал, что кроме пунктов шести конструктивных шкал Я-структуры личности «ПОЛО-Ресурс»: С1 — 11 Н (17%), А1, 01, 51 — по 9 Ы (14%%), N1 — 8 П (12%), О1 — 6 П (9%), в нее вошли пункты шкалы ассер-тивности — 6 И (9%), креативности — 5 Ы (8%) и по 1 пункту (2%) из шкал дефицитарного страха (касающийся стремления находить логичные объяснения неприятностям), деструктивного внутреннего Я-отграничения (касающийся отсутствия страха пребывания в криминальной среде) и неискренности (касающееся подтверждения использования возможности получить что-нибудь дефицитное по знакомству).
Далее исследовалась возможность факторного анализа айтем-пространства интегральной шкалы общей конструктивности (Со). Состоятельность факторных оценок дихотомических данных на основе факторного моделирования была доказана К. Ибрелла (1980) при условии простой факторной структуры, а также высоких значений общностей и факторных нагрузок переменных [4]. На целе-
сообразность выполнения факторного анализа в данном случае нам указывали высокие значения критерия адекватности выборки Кайзера—Мейера—Олкина (КМО = 0,95) и статистически достоверный результат по критерию сферичности Бартлетта (р < 0,0001). Для наиболее удачного объединения пунктов шкалы (переменных) в факторы нами использовалась факторная модель с методом выделения «максимальное правдоподобие», позволяющим оценить статистическую значимость «качества подгонки» — полноты факторизации по распределению остаточных коэффициентов корреляции. Наиболее доступная для интерпретации факторная структура при данном соотношении переменных и факторов достигалась за счет применения метода аналитического вращения факторов «вари-макс с нормализацией Кайзера» [8]. При определении оптимального количества факторов мы руководствовались: 1) графиком собственных значений (диаграммой каменистой осыпи), 2) кумулятивным процентом дисперсии факторного решения, 3) статистической значимостью «качества подгонки» (критерий согласия) и 4) количеством пунктов, вошедших в каждый фактор. С учетом изложенного оптимальная факторизация айтем-про-странства интегральной шкалы общей конструктивности указанным методом позволила объединить ее 66 утверждения в три фактора-шкалы. Первый фактор (Со/1) включал 36 утверждений, второй и третий (Со/2, Со/з) — по 15 пунктов каждый.
Структура первого фактора, или шкалы Со/1 (36 И) была представлена следующим образом: С1 — 9 Ы (25%), О1 — 7 П (19%), А1 — 6 Ы (17%), N1 и шкала ассертивности (Ав) — по 5 И (по 14%), а также по 1 пункту (по 3%) шкал С3, 01, 02 и креативности (Сг). На основании содержательного анализа входящих в него утверждений фактору было дано рабочее название «психологическая устойчивость», или «общая конструктивность ядра личности». Второй фактор, или шкала Со/2 (15 И) качественно был представлен пунктами
< >
о о
< >
о о
О 20 40 60
Среднее = 43,17 Стандартное отклонение = 11,1 N = 4521
Рис. 3. Распределение показателей шкалы общей конструктивности в репрезентативной выборке мужчин
шкал: й\ — 4 И (27%), А1 — 3 И (20%), креативности (Сг) — 3 И (20%) и по 1 пункту (по 7%) шкал С1, О1 и ассер-тивности (Ав). На основании содержательного анализа входящих в него утверждений фактору было дано рабочее название «интуиция». Третий фактор, или шкала Со/3 (15 И) включал 9 пунктов шкалы конструктивной сексуальности — (60%) и по 1 пункту (по 7%) шкал С1, О1, О*1, N1, креативности (Сг) и неискренности (Ь). На основании содержательного анализа входящих в него утверждений фактору было дано рабочее название «конструктивная сексуальность».
Аналогичная психометрическая процедура проводилась в отношении всех остальных шкал мужской и женской версий теста. Анализ интеркорреляций интегральных шкал «ПОЛО-Ресурс» и их факторов (табл. 2) показал особую психодиагностическую ценность первых факторов шкал общей конструктивности (С0/1) и общей дезадаптации (Сй/^).
Эти факторы имели наибольший вес (долю дисперсии) в структуре исходных шкал и были отрицательно сопряжены между собой (р < 0,01). Наибольшее значение отрицательного коэффициента корреляции было обнаружено при сравнении шкал С0/1 и Сй/1&. Последняя представляет собой первый фактор шкалы общей дезадаптации (48 И) с добавлением 10 наиболее валидных утверждений первого фактора шкалы дисси-муляции (К).
Включение в психодиагностический комплекс ПОЛО+ методики исследования профессиональной идентичности (МИПИ) Л. Б. Шнейдер (2006) позволило нам провести исследование, подтвердившее корректность рассмотрения субъектно-профессиональной идентичности сотрудника как проявление Я-идентичности сквозь призму его профессионального выбора. Профессиональный выбор может осуществляться путем конструктивной самореализации
Интеркорреляции (по Пирсону) показателей интегральных шкал «ПОЛО-Ресурс» и их факторов (мужская выборка, п = 4521)
Шкалы Cd Cdf1 Cdf2 Cdfз Cdf1k
Со ,261** ,092** ,377** ,280** ,013
Со^ ,049** -,100** ,189** ,143** -,162**
Со/2 ,428** ,302** ,503** ,290** ,217**
Cofз ,379** ,235** ,414** ,380** ,175**
> о
Корреляция значима на уровне 0,01 (2-сторонняя).
или носить деструктивно-дефицитарный (компенсаторно-приспособительный) характер, реализуясь через психопатологические симптомы и мотивы (рис. 4). При этом на основе результатов обследования сотрудников с помощью шкал «профессионал» и «непрофессионал» МИПИ, построенных на принципах прямого и цепного ассоциативного теста и используемых в качестве «перекрестного валидизатора», нами были разработаны шкалы «ПОЛО-Ресурс» для оценки субъектно-профессиональной идентичности сотрудников [14].
Сначала с помощью корреляционного анализа из всего массива утверждений психодиагностического комплекса отбирались пункты (Ы), наиболее сильно коррелирующие с суммарными показателями шкал МИПИ (предварительно реструктурированных с помощью процедуры психометрической айтем-кор-рекции), на основе которых были получены две первичных шкалы «профессионализма» и «непрофессионализма». Далее они подвергались описанной выше на примере шкалы общей конструктивности процедуре психометрической экспертизы и айтем-коррекции. В результате на основе пунктов «ПОЛО-Ресурс» (с добавлением шкал креативности и ас-сертивности) нами были получены две шкалы, имеющие высокие психометрические характеристики: 1) профессионализма (Рг) (73 Ы; а-Кронбаха = 0,92; коэффициент половинного расщепления Гуттмана = 0,87) и 2) непрофессионализма (Ыр) (93 И; а-Кронбаха = 0,92; коэффициент Гуттмана = 0,8). Коэффици-
ент интеркорреляции полученных шкал, несмотря на отсутствие совпадений утверждений, составил 0,27 (р < 0,01), в то время как у исходных шкал МИПИ он был равен 0,64, в том числе после их психометрической коррекции (0,38). Далее с помощью факторного анализа первичных выборов испытуемых была получена трехфакторная модель шкалы Рг и четырехфакторная модель шкалы Ыр. Корреляционный анализ факторов (табл. 3) выявил наличие значимой обратной зависимости лишь между первыми факторами полученных шкал (г = -0,052) (р < 0,01), в то время как между остальными факторами обнаруживалась выраженная положительная связь (г от 0,16 до 0,46) (р < 0,01). Наибольшее значение отрицательного коэффициента корреляции было обнаружено при сравнении взаимосвязи шкал Р^1 и имеющих наиболь-
ший вес (долю дисперсии) в структуре исходных общих шкал Рг и Ыр. Шкала представляет собой первый фактор шкалы непрофессионализма (47 Ы) с добавлением 11 наиболее валидных утверждений первого фактора шкалы диссимуляции (К). Очевидно, что данные шкалы учитывались нами при разработке алгоритма итоговой оценки субъектно-профессиональной идентичности сотрудника.
Содержательная структура полученных шкал оказалась во многом похожа на вышеприведенную структуру интегральных шкал «ПОЛО-Ресурс», используемых для оценки профессионально-психологического здоровья. Суммарное
< >
о о
**
, Жизненное ,даофеССЙЯ\ пространство
Область психического представительства телесности
Область центральных психических функций; А — агрессия; С — страх; О — внешнее Я-от-граничение; О* — внутреннее Я-отграничение; — нарциссизм; в — сек-
суальность
Область первичных психических функций
Окружающая^ЛЛЦ/^^группа Первичный симбиоз
Рис. 4. Я-структурная модель личности Г. Аммона (Динамическая психиатрия, 1990, с. 254), в редакции В. А. Шаповала
Примечание. Сплошной полужирной стрелкой указан путь аутентичного прихода индивидуума в профессию, обусловленный преобладанием конструктивных центральных (на-ходяшихся в области бессознательного) Я-функций (агрессии, страха, внешнего и внутреннего Я-отграничения, нарциссизма и сексуальности) [15]; пунктирной стрелкой — профессиональный выбор, компенсирующий имеющую место проявленную или латентную психопатологическую симптоматику или личностную незрелость (обусловленный преобладанием деструктивно-дефицитарных центральных Я-функций личности над конструктивными).
Интеркорреляции показателей интегральных шкал профессионализма и непрофессионализма «ПОЛО-Ресурс» и их факторов (мужская выборка, п = 4521, по Пирсону)
Шкалы Np Npfi Npf2 Npfi Nf Nfk
Pr ,272** ,047** ,332** ,327** ,350** -,006
Prf ,164** -,052** ,315** ,186** ,250** -,093**
Pf ,277** ,074** ,367** ,366** ,241** ,038*
Prf3 ,326** ,191** ,135** ,379** ,455** ,129**
> о
Корреляция значима на уровне 0,01 (2-сторонняя).
значение шкалы Рг/ наиболее сильно коррелировало с такими понятиями шкалы «профессионал» МИПИ, как «усердие», «совершенствование», «преданность делу», «компетентность» (г > 0,3, р < 0,01), а значения шкалы Ыр/^ — с такими понятиями шкалы «непрофессионал» МИПИ, как «тревога», «промахи», «ошибки», «претензии» (р < 0,01), а также отрицательно с такими, как «преданность делу», «профессионализм», «собранность», «компетентность», «усердие», «активность», «надежность», «знания» (р < 0,01) и др.
Алгоритм градации испытуемых на группы (категории) с разным уровнем субъектно-профессиональной идентичности, так же как и алгоритм градации на группы психологического здоровья, основан на сопоставлении (вычислении разности) значений пар противоположных по психодиагностической направленности шкал: Рг — Ыр; Рг/1 - Ыр/^; Рг/1 - Ыр/^ в принудительно нормированном Т-приведении.
Создание обширной базы психологических данных, характеризующих специфическую (институциональную) выборку испытуемых, побудило авторов к проверке разработанного диагностического инструментария путем сопоставления результатов теста с внешним критерием — экспертной оценкой испытуемых. По заданию руководителя психологической службы одного из главных управлений МВД психологами подразделений были сформированы две полярные группы сотрудников, существенно отличаю-
щиеся от остальных по экспертным оценкам успешности профессиональной деятельности. При отборе групп использовались мнения непосредственных руководителей, коллег, наличие поощрений, взысканий, принадлежность сотрудника к группе повышенного психолого-педагогического внимания и др.
В первую группу наиболее успешных сотрудников были отобраны 98 мужчин (средний возраст 34,7 года) и 31 женщина (средний возраст 33,0 года), во вторую группу наименее успешных — 63 мужчины (средний возраст 33,8 лет) и 13 женщин (средний возраст 29,0 лет). Сотрудники обеих групп за несколько месяцев до экспертного оценивания обследовались с применением методики ПОЛО+. Для статистического анализа данных нами применялась компьютерная программа SPSS Statistics 17.0. Результаты проверки по критерию i-Стьюдента принимались во внимание, если дисперсии по критерию Ливена не различались (p > 0,05). В случае выявления по критерию Ливена достоверного различия дисперсий сопоставление осуществлялось с использованием непараметрического критерия W-Манна—Уитни [8]. Достоверных различий по возрасту у мужчин и женщин сравниваемых групп не отмечено.
Установлено, что «успешные» мужчины отличались от «неуспешных» по следующим шкалам личностной конструктивности: C1 (p < 0,001), A1, O1 и N1 (p < 0,05), а также по интегральной шкале Co (p < 0,01) и производным шка-
< >
о о
< >
о о
лам адаптационного потенциала (АйР), потенциала активности (РАС) и ресурса психологического здоровья (Яв) (р < 0,001). В свою очередь, неуспешные, кроме более низких показателей по вышеуказанным шкалам, имели более высокие показатели по шкалам С2, А3, 0*3, N3 и (р < 0,05), а также по интегральной шкале общей дефицитарности (Б/) (р < 0,01) и общей дезадаптации (Сй) (р < 0,05). Наряду с этим для этих лиц были свойственны высокие показатели по трем из четырех шкал дезадаптации: Ре (р < 0,01), От и N (р < 0,01). У них же были выявлены высокие показатели шкал методики профессиональной идентичности Л. Б. Шнейдер — как по шкале «непрофессионал», так и (как это ни парадоксально) по шкале «профессионал» (р < 0,05).
В женской выборке у «успешных» отмечены более высокие показатели по всем конструктивным шкалам Я-структуры личности, за исключением шкалы О1. Наиболее выраженные различия отмечены по шкалам А1 и С1 (р < 0,01). Успешные сотрудницы отличались также более высокими показателями шкал Со (р < 0,01), адаптационного потенциала (АйР), потенциала активности (РАС) (р < 0,001) и ресурса психологического здоровья (Яв) (р < 0,01). Из всего перечня деструктив-но-дефицитарных шкал значимые отличия в сторону повышения у неуспешных сотрудниц были выявлены лишь по шкале О2 (р < 0,05). Таким образом, полученные результаты подтвердили валидность теста «ПОЛО-Ресурс» для выявления и прогноза профессионально-психологической успешности сотрудников. Валид-ность шкалы «профессионализм» МИПИ в отношении данной категории испытуемых подтвердить не удалось.
Полученные данные позволили обосновать возможность использования теста ПОЛО+ для разработки шкалы профессионально-психологической успешности [16]. Процедура разработки шкалы осуществлялась на репрезентативной выборке (4521 мужчины и 814 женщин) и включала несколько этапов. Вначале были отобраны утверждения теста, по
которым отмечались значимые различия у представителей полярных групп (по критериям ¿-Стьюдента, Ливена и 11-Манна-Уитни). В мужской выборке таких утверждений оказалось 68 (32 принимаемых и 36 отвергаемых). В женской выборке таких пунктов оказалось 61 (39 принимаемых и 22 отвергаемых). На втором этапе в МюговоА Бхее! из первичных выборов (принимаемые отмечались как «1», а отвергаемые — как «0») отобранных пунктов ПОЛО+ была составлена матрица шкалы «успешности» (ив), общий сырой балл по которой для каждого из обследованных сотрудников под-считывался как сумма положительных и отрицательных выборов входящих в нее утверждений. Далее применялась описанная выше на примере шкалы Со процедура психометрической коррекции, после проведения которой окончательный вариант шкалы профессионально-психологической успешности для сотрудников-мужчин (ивт) включал в себя 40 валидных утверждений (27 утвердительных и 13 отрицательных) при высокой дискриминативной способности (1йср = = 0,47) и внутренней согласованности (а-Кронбаха = 0,83 при показателях коэффициентов Спирмена—Брауна и половинного расщепления Гуттмана также равных 0,83). Коэффициент корреляции между формами разделенной пополам шкалы составил 0,71. Полученные данные свидетельствуют о надежности разработанной шкалы. Содержательно «положительная» часть шкалы ивт (27 Ы) состояла из утверждений всех шести конструктивных шкал Я-структуры личности «ПОЛО-Ресурс»: 01 (7 Ы), А1 и С1 (по 6 Н), N1 и 51 (по 3 О*1 и С3 (по 1 В отвергаемую часть шкалы ивт (13 Ы) вошли утверждения трех деструктивных шкал А2 и N2 (по 2 С2 (1 И) и трех дефицитарных: А3, 0*3, N3 (по 2 а также шкалы Ь и Nв (по 1
Аналогичная шкала для сотрудников женского пола состояла из 29 утверждений (26 утвердительных и 3 отрицательных) при высокой дискриминативной способности (1йср = 0,54) и внутренней согласованности (а-Кронбаха = 0,84 при
показателях коэффициентов Спирмена— Брауна 0,83 и половинного расщепления Гуттмана 0,82). Коэффициент корреляции между формами разделенной пополам шкалы составил 0,71. Качественный анализ содержания утверждений, вошедших в женский вариант шкалы успешности (Пэ^), показал, что ее «положительная» часть (26 И) так же, как и в мужской шкале, включает в себя утверждения из всех шести конструктивных шкал Я-структуры личности «ПОЛО-Ресурс»: С1 (6 А1 и 0*1 (по 4 Ы1 и ^ (по 3 ££), 0-1 (2 ££), а также шкалы креативности Сг (2 ££), 0*2 и Аэ (по 1 ££). Отвергаемая часть шкалы Пэ^ (3 И) включала в себя по одному утверждению шкал А3, N3 и шкалы лжи (Ь).
На экспериментальном материале мужской выборки сотрудников (п = 4521) была установлена положительная корреляционная связь (р < 0,001) значений шкалы Пэт со всеми 33 понятиями шкал МИПИ Л. Б. Шнейдер. Наиболее выраженной она оказалась с такими дефинициями шкалы «профессионал», как удовлетворенность, преданность делу, уважение, упорство, ум, совершенствование, компетентность, умение, мастерство, эффективность, профессионализм, активность, самостоятельность, квалификация, надежность, цель, уверенность, образованность, знания, внимательность, опыт, ответственность, навык, карьера, дисциплина, ловкость. Сюда же вошли такие положительно коррелирующие с ней утверждения шкалы «непрофессионал», как общение и обучающийся. Статистически значимые отрицательные корреляции шкалы ивт выявлены с такими понятиями, как безволие, пессимизм, кризис, безделушки, наивность.
Экспериментальные данные, полученные на женской выборке сотрудников (п = 814), позволили установить положительную корреляционную связь (р < 0,001) значений шкалы Цэ/ с такими понятиями шкалы «профессионал» МИПИ, как надежность, азарт, независимость, ловкость.
С учетом отличия распределения «сырых» баллов шкалы успешности от нормального осуществлялась процедура их
принудительной нормализации с расчетом таблицы тестовых норм для их перевода в стандартизованные Т-бал-лы [8].
Таким образом, психометрическая экспертиза результатов психодиагностического обследования репрезентативных институциональных выборок испытуемых с использованием широких возможностей корреляционного, факторного и айтем-анализа привела к созданию последней усовершенствованной и сокращенной (до 190 утверждений в мужском и 208 утверждений в женском варианте) версии «П0Л0-Ресурс-2012», предназначенной для массовых скри-нинговых и мониторинговых обследований государственных служащих. В отличие от предшествующих версий в данном варианте была использована применяемая в ММР1 технология включения одного и того же утверждения в состав нескольких шкал, в связи с чем сокращение количества утверждений не повлияло на качество опросника. Кроме шкал теста «П0Л0-Ресурс-2006» новая версия теста содержит: шкалу креативности; разработанные на основе принципа перекрестной валидизации с параметрами теста профессиональной идентичности Л. Б. Шнейдер [17] шкалы профессионализма и непрофессионализма; созданную на основе внешнего критерия успешности профессиональной деятельности государственных служащих шкалу профессионально-психологической успешности [16]; новые, отличающиеся от исходных шести конструктов теста Аммона (см. рис. 1) шкалы факторной структуры общей конструктивности, общей дезадаптации, профессионализма и непрофессионализма. С помощью указанных шкал на основе соотношения ресурсных и лимитирующих компонентов Я-структуры личности сотрудника осуществляются оценка и прогнозирование таких его неспецифических личностных компетенций, как профессионально-психологическое здоровье, субъектно-про-фессиональная идентичность и профессионально-психологическая успешность.
< >
о о
Данные показатели с помощью специально разработанной технологии могут быть интегрированы в итоговый индекс профессионально-психологической надежности, позволяющий осуществлять градацию обследуемых на четыре квалификационные категории. Точное измерение такой квалификации представляется нам необходимым для решения
задач психологического обеспечения деятельности государственных служащих на этапах отбора, аттестации, формирования кадрового резерва и разработки индивидуальных планов профессионального развития. Процедура разделения на указанные категории будет представлена в следующем номере журнала.
< >
о о
Литература
1. Бочаров в. в., Шаповал в. А. Новые методы психодиагностики в медико-психологическом обеспечении процесса подготовки офицерских кадров для ВВ МВД России // Законность, оперативно-розыскная деятельность и уголовный процесс: Мат-лы междунар. науч.-практ. конф. СПб.: СПб Академия МВД России, 1998.
2. Голянич в. М., Тулупьева Т. в., Шаповал в. а. Ценностная согласованность и психодинамическая репрезентация личности // Вестник Санкт-Петербургского университета. 2010. Сер. 12: Психология. Педагогика. Социология. Вып. 1. С. 140-150.
3. Ельяшевич А. М., Шаповал в. А., Ярошевская е. ю. Индивидуальная оценка погрешности измерения психометрических характеристик с помощью психодиагностических опросников, применяемых для решения задач медико-психологического обеспечения профессиональной деятельности сотрудников органов внутренних дел России // Юбилейная конференция Московского психологического общества. М., 2005.
4. Ибрелла К. Факторный анализ. М., 1980.
5. Мельников в. М., Ямпольский л. Т. Введение в экспериментальную психологию личности: Учеб. пособие для слушателей ИПК. М.: Просвещение, 1985. С. 141-143.
6. Мягких Н. И. Генезис профессионального психологического отбора в органах внутренних дел Российской Федерации (концептуальные подходы, принципы, критерии, технологии). М., 2005.
7. Наследов А. Д. SPSS: Компьютерный анализ данных в психологии и социальных науках. 2-е изд. СПб.: Питер, 2006.
8. Наследов А. Д. Математические методы психологического исследования. Анализ и интерпретация данных. СПб.: Речь, 2006.
9. Психологическая энциклопедия / Под ред. Р. Корсини, А. Ауэрбаха. 2-е изд. СПб.: Питер, 2006.
10. Шаповал в. А., Бочаров в. в. Я-структурный тест Г. Аммона: перспективы использования в психологическом обеспечении учебно-воспитательного процесса в ввузе // 200 лет МВД: Мат-лы междунар. науч.-практ. конф. СПб.: СПб Академия МВД России, 1998.
11. Шаповал в. А. Психодинамически ориентированный метод оценки и прогнозирования психического здоровья курсантов вуза МВД РФ — ПОЛО-РЕСУРС // Мат-лы Всерос. науч.-практ. конф. «Юридическая психология: современные технологии психологического обеспечения оперативно-служебной деятельности сотрудников правоохранительной системы». СПб.: СПб Ун-т МВД России, 2005.
12. 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. № 1 (41). С. 232246.
13. 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: Мат-лы междунар. науч.-теорет. конф. адъюнктов и докторантов (Санкт-Петербург, 17 июня 2010 г.): В 2 ч. Ч. 2. СПб.: Изд-во СПб ун-та МВД России, 2010. С. 141-147.
14. Шаповал в. А. Ресурсно-субъектный подход к оценке профессиональной идентичности сотрудников полиции при массовых психодиагностических обследованиях // Профессиональный и организационный стресс: диагностика, профилактика и коррекция:
Мат-лы Всерос. науч.-практ. конф. с междунар. участием (Астрахань, 7-8 октября 2011 г.) / Под ред. Б. В. Кайгородова, Н. В. Майсак. Астрахань: Астраханский гос. ун-т; ИД «Астраханский университет», 2011. С. 94-97.
15. Шаповал в. А., Голянич в. М. Обоснование инновационной технологии оценки персонала // Управленческое консультирование. 2013. № 4. С. 13-27.
16. 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.
17. Шнейдер л. Б. Личностная, гендерная и профессиональная идентичность: теория и методы диагностики. М., 2006.
18. Ярошевская е. ю., Ельяшевич А. М., Шаповал в. А. Моделирование индивидуальных вероятностных оценок психометрических характеристик при усовершенствовании и разработке психодиагностических опросников для профессионального психологического отбора и психологического мониторинга сотрудников органов внутренних дел // Вестник Санкт-Петербургского университета МВД России. 2006. № 3 (31). С. 318-323.
References
1. Bocharov V. V., shapoval V. A. New methods of psychodiagnostics in medical and psychological ensuring process of preparation of officer shots for Ministry of Internal Affairs of Russia // Legality, operational search activity and criminal process: Materials of the international scientific and practical conference. SPb.: SPb Academy of Ministry of Internal Affairs of Russia, 1998.
2. Golyanich B. M., Tulupyeva T. V., shapoval V. A. Valuable coherence and psychodynamic representation of the personality // Messenger of the St. Petersburg State University. 2010. Vol. 12: Psychology. Pedagogics. Sociology. P. 1. P. 140-150.
3. Elyashevich A. M., shapoval V. A., Yaroshevskaya E. Yu. Individual assessment of an error of measurement of psychometric characteristics by means of the psychodiagnostic questionnaires applied to the solution of problems of medical and psychological ensuring professional activity of staff of law-enforcement bodies of Russia // Anniversary conference of the Moscow psychological society. M., 2005.
4. Ibrella K. Factorial analysis. M., 1980.
5. Melnikov V. M., yampolsky L. T. Introduction in experimental psychology of the personality: Manual for listeners of IPK. M.: Education, 1985. P. 141-143.
6. Myagkih N. I. Genesis of professional psychological selection in law-enforcement bodies of the Russian Federation (conceptual approaches, the principles, criteria, technologies). M., 2005.
7. Nasledov A. D. SPSS: The computer analysis of data in psychology and social sciences. 2nd ed. SPb.: Piter, 2006.
8. Nasledov A. D. Mathematical methods of psychological research. Analysis and interpretation of data. SPb.: Speech, 2006.
9. Psychological encyclopedia. Under the editorship of R. Korsini, A. Auerbach. 2nd ed. SPb.: St. Petersburg, 2006.
10. shapoval V. A., Bocharov V. V. I-structural test of G. Ammon: using prospects in psychological ensuring teaching and educational process in higher education institution // 200 years of the Ministry of Internal Affairs: Materials of the international scientific and practical conference. SPb.: SPb Academy of Ministry of Internal Affairs of Russia, 1998.
11. shapoval V. A. Psychodynamic oriented method of an assessment and forecasting of mental health of cadets of higher education institution of the Ministry of Internal Affairs of the Russian Federation // Materials of the Russian scientific and practical conference «Legal psychology: modern technologies of psychological ensuring operational and service activity of staff of law-enforcement system». SPb.: SPb University of Ministry of Internal Affairs of Russia, 2005.
12. shapoval V. A. Psychological health of staff of law-enforcement bodies as object of research of departmental psychologists: new approaches to an assessment and forecasting // Messenger of St. Petersburg University of the Ministry of Internal Affairs of Russia. 2009. N 1 (41). P. 232-246.
13. shapoval V. A. Development of a method of diagnostics of professional identity of staff of Department of Internal Affairs in a context of psychodynamic approach // Law-enforcement activity of law-enforcement bodies of Russia and the foreign states in a context of modern
< >
о о
< scientific researches: materials of the international scientific and theoretical conference of
m
X graduateds and doctoral candidates. (St. Petersburg, on June 17, 2010): In 2 parts: P. 2. SPb.:
Publishing house of SPb University of Ministry of Internal Affairs of Russia, 2010. P. 141-147. ° 14. shapoval V. A. Resource and subject approach to an assessment of professional identity of ^ police officers at mass psychodiagnostic inspections // Professional and organizational stress:
^ diagnostics, prevention and correction: materials of the Russian scientific and practical confer-
ee ence with the international participation. (Astrakhan, on October 7-8, 2011) / Under the editor-
cz ship of B. V. Kaygorodov, N. V. Maysak. Astrakhan: Astrakhan State University; Astrakhan
=j- University Publishing house, 2011. P. 94-97.
^ 15. shapoval V. A., Golyanich V. M. Justification of innovative technology of performance appraisal // Administrative consultation. 2013. N 4. P. 13-27. 2 16. shapoval V. A., Golyanich V. M., Podkorytova I. V., Enikov K. K. Methodological problems of ^ development of effective technologies of diagnostics of professional and psychological success
< of staff of the organization // Scientific works of the North-West Institute of Management — i branch of RANEPA of the President of Russia 2012. Vol. 3, part. 3 (7). P. 278-308.
^ 17. schneider L. B. Personal, gender and professional identity: theory and diagnostics methods. £ M., 2006.
Q- 18. Yaroshevkaya E. Yu., elyashevich A. M., shapoval V. A. Modeling of individual probabilistic cj estimates of psychometric characteristics at improvement and development of psychodiagnos-
o tic questionnaires for professional psychological selection and psychological monitoring of staff
of law-enforcement bodies // Messenger of the SPb Univercity of Ministry of Internal Affairs of Russia. 2006. N 3 (31). P. 318-323.
