CC BY
636
ОБЗОРЫ
УДК 159.9
К ВОПРОСУ О ПСИХОМЕТРИЧЕСКОЙ НАДЕЖНОСТИ НЕКОТОРЫХ ПСИХОЛОГИЧЕСКИХ МЕТОДИК
Е.Г. ВЕРГУНОВ1, Е.И. НИКОЛАЕВА3*, Ю.В. БОБРОВА2
1 Научно-исследовательский институт физиологии и фундаментальной медицины, 2 Новосибирский государственный университет экономики и управления, Новосибирск;
3 Российский государственный педагогический университет им. А.И. Герцена,
Санкт-Петербург
Авторами обсуждена проблема психометрической надежности ряда психологических методов на материале литературы и собственных данных. Рассмотрены количественно-конвергентный и качественно-дивергентный подходы к оценке однородных и неоднородных шкал. Подробно проанализированы Торонтская алекситимическая шкала (ТА8-26), Шкалы реактивной и личностной тревожности Спилбергера - Ханина (8ТА1), Опросник темперамента - Формальные характеристики поведения (БСБ-Т1), в том числе с применением собственных расчетов по указанным шкалам.
Ключевые слова: психометрическая надежность, шкалы, Торонтская алекситимическая шкала, Шкалы реактивной и личностной тревожности Спилбергера - Ханина, Опросник темперамента -Формальные характеристики поведения.
Количественно-конвергентный и качественно-дивергентный подходы к оценке шкал
Известно, что надежность опросника (психометрическая надежность) определяет постоянство измерений, а валидность -соответствие тому явлению или процессу, который изучает исследователь. При этом психометрическая надежность основана на двух основных критериях:
- устойчивость (ретестовая надежность, test-retest reliability);
- внутренняя согласованность (internal consistency) пунктов шкалы.
Устойчивость, по своей сути, является коэффициентом корреляции между результатами повторных тестирований (и не всегда применима по объективным причинам).
© Вергунов Е.Г., Николаева Е.И., Боброва Ю.В., 2019
* Для корреспонденции:
Николаева Елена Ивановна
доктор биол. наук, профессор кафедры психологии и психофизиологии ребенка Российского государственного педагогического университета им. А.И. Герцена.
E-mail: klemtina@yandex.ru
К оценке внутренней согласованности существует два подхода. В первом подходе (назовем его количественно-конвергентным) Л. Кронбах и ряд других исследователей (Cronbach L.J., 1951 [10]; Cronbach L.J., Meehl P.E., 1955 [11]) считали, что внутренняя согласованность шкалы связана с высокой корреляцией между ее пунктами, а это будет только в том случае, если дисперсии отдельных пунктов шкалы меньше дисперсии всей шкалы. Это позволяет сделать заключение о том, насколько пункты шкалы измеряют некое общее свойство (вывод о том, насколько это свойство совпадает с тем, что замыслил создатель этой шкалы опросника, определяется при вали-дизации опросника):
Альфа = (1 - {сумма дисперсий пунктов} / {дисперсия шкалы}) х N / (N - 1), где N - число пунктов в шкале. Четкого критерия для значений альфы Кронбаха нет, но в большинстве случаев придерживаются следующих рекомендаций (Наследов А.Д., 2007) [2] по внутренней согласованности шкалы:
- а > 0,90 - отличная;
- а > 0,80 - хорошая;
- а > 0,70 - приемлемая;
- а > 0,60 - сомнительная;
- а > 0,50 - малопригодная;
- а < 0,50 - недопустимая.
Альфа Кронбаха является наиболее популярным (и публикуемым) показателем для оценки внутренней согласованности однородных шкал.
Для дихотомических шкал (например, ответы истинно/ложно) альфа Кронбаха совпадает с показателем Кьюдера - Ричардсона (KR-20).
К этому же подходу относят работы (хотя они вышли значительно раньше) Ч. Спирмена, У. Брауна, Л. Гуттмана (Spearman C.C., 1910 [15]; Brown W., 1910 [7]; Guttman L.A., 1944 [12]), которые изучали внутреннюю согласованность при варьировании числа и «качества» пунктов в шкале (Guttman L.A., 1978) [13].
Количественно-конвергентный подход имеет свои недостатки при оценке неоднородных шкал (Schmitt N., 1996) [14] - например, если один и тот же пункт входит в несколько шкал одновременно.
Р.Б. Кеттелл (Cattell R.B., 1941, 1965) [8, 9] как автор второго подхода (его назовем качественно-дивергентным) полагал, что тесная корреляция пунктов шкалы говорит о том, что они измеряют лишь часть изучаемого явления. В связи с этим взаимная корреляция пунктов шкалы должна быть минимальной при условии наличия высокой корреляции с общим результатом. Недостатком качественно-дивергентного подхода является то, что он остался только в виде теоретического конструкта.
Итак, мы коротко рассмотрели основные подходы к оценке внутренней согласованности опросников. Возникает вопрос: как эти методологические положения соотносятся с практическими исследованиями по уже готовым (адаптированным) методикам?
Ответ простой: отношение самое прямое. Возьмем, например, альфу Кронбаха. Ее физическая суть - это доля «истинных» измерений в общем объеме измерений (от-
рицательные значения а интерпретации не подлежат).
Так что указание на то, что а=0,60, говорит нам, что психометрические измерения на данной выборке с помощью данной шкалы содержат 40% «шума», то есть таких результатов, которые хотя и получены по этой шкале, но не подлежат интерпретации с ее помощью.
Поскольку изучаемая исследователем выборка отличается от той, по которой проверялась внутренняя согласованность опросников, то есть смысл рассчитать альфу Кронбаха по изучаемой выборке.
Если исследователь указывает, что некий результат методики (шкала А) имеет тесную корреляцию с результатом другой методики (шкала Б) - для примера возьмем га6=0,80, то это верно только в том случае, когда альфы Кронбаха для соответствующих шкал равны 1,00. Скорректированный (на надежность методик) коэффициент корреляции (пусть это будет Ка6) учитывает внутреннюю согласованность шкал А и Б:
Я, = г, х а х а,,
аб аб а 6
где аа и аб - альфы Кронбаха для соответствующих шкал.
Пусть аа = аб = 0,69 (внутренняя согласованность на верхней границе диапазона сомнительности). Тогда для нашего примера учет внутренней согласованности шкал дает следующее:
Яаб = габ х аа х аб = 0,80 х 0,69 х 0,69 » 0,38
И если, по мнению исследователя, корреляционная связь описывает 0,80 х 0,80 = 64,0% наблюдаемых им различий в значениях показателей, то в нашем примере это относится только к 0,38 х 0,38 « 14,4% наблюдаемой дисперсии, а остальное приходится на «шум», который обусловлен низкой внутренней согласованностью используемых методик.
Так как сегодняшние психологические исследования - корреляционные, а в число используемых методик обязательно входит хотя бы один опросник, то мы считаем данную тему актуальной. Поскольку
Примечание: 1) возраст дан в формате {среднее}±{стандартное отклонение} и с указанием минимального и максимального значений; 2) а0/к0 - альфа Кронбаха по нестандартизированным пунктам шкалы и число пунктов в исходном варианте (без исключения пунктов); 3) а1/к1 - альфа Кронбаха по нестандартизированным пунктам шкалы и число пунктов после исключения несогласованных пунктов
мы не решаем задачу подробного анализа опросников (например, не считаем уровни сложности пунктов), постольку нам достаточно только определить альфу Кронбаха по имеющимся выборкам.
При этом заметим, что мы не ставим целью провести стандартизацию, валиди-зацию или адаптацию описываемых методик. Мы хотим показать, как можно следовать «правилам хорошего тона», обосновывая свои выводы с учетом взаимодействия специфики выборки со спецификой шкал используемых методик.
Торонтская алекситимическая шкала (TAS-26)
Торонтская алекситимическая шкала (TAS-26), состоящая из 26 пунктов, была предложена в 1985 году с показателем надежности альфа Кронбаха а=0,79 и хорошими отзывами о высокой валидности и ретестовой надежности методики (Taylor G.J. et al., 1985) [20].
Опросник TAS-26 был адаптирован в Санкт-Петербургском научно-исследовательском психоневрологическом институ-
Альфа Кронбаха для
те им. В.М. Бехтерева в 1994 году (Ересько Д.Б. с соавт., 2005) [1].
В настоящее время идет разработка более короткой версии (ТАБ-20, 20 пунктов), где присутствуют три шкалы, которые позволяют проводить структурный анализ алекситимии. Но в связи с длительностью применения и широкой распространенностью опросника ТАБ-26 мы взяли для определения альфы Кронбаха по нашей выборке именно его.
Результат определения альфа Кронбаха по нашей выборке показывает, что (табл. 1):
- в целом уровень внутренней согласованности находится в диапазоне приемлемой, а после исключения слабых пунктов - может достигать хорошего уровня внутренней согласованности;
- юноши и девушки (учащиеся выпускных классов муниципальных общеобразовательных школ) воспринимают формулировки пунктов различно, что может подразумевать мужскую и женскую формы опросника;
- для данного диапазона возрастов желательна модификация формулировок не менее трети пунктов опросника ТАБ-26.
Таблица 1
опросника ТЛБ-26
Шкала Пол N Возраст а0/к0 а1/к1
TAS-26 м 50 16,8±0,7 г./15,0-17,8 лет 0,713/26 0,785/17
ж 94 16,8±0,6 г./15,2-18,8 лет 0,757/26 0,823/16
мж 144 16,8±0,6 г./15,0-18,8 лет 0,742/26 0,815/11
Шкалы реактивной и личностной тревожности Спилбергера - Ханина (8ТЛ1)
Ч.Д. Спилбергер в период 1962-1973 гг. разработал группу личностных опросников для определения уровня тревоги (как
реакции на ситуацию) и тревожности (как свойства личности). Из этой группы наиболее популярным в России стал опросник БТА1 1964 года (Бр1е1Ье^ег С.Б. е1 а1., 1983) [16] в адаптации Ю.Л. Ханина (1976) [6].
Методика БТА1 характеризовалась показателем надежности альфа Кронбаха от
а=0,86 до а=0,95 и хорошими отзывами о высокой валидности и ретестовой надежности (в кратко-, средне- и долгосрочном плане) методики (Бр1е1Ье^ег С.Б. е! а!, 1985) [17]. Причем, уровень тревожности (как свойства личности) воспроизводился при повторных тестированиях с коэффициентом г=0,65-0,77, а ситуативная тревожность - с коэффициентом г=0,59, что подтверждает валидность этих конструктов.
Есть более поздние переводы опросников Ч.Д. Спилбергера, например (Бр1е1Ье^ег С.Б., КеЬаэег Е.С., 2004) [18]:
- БТЛХ1, шкалы: Ситуативный гнев; Гнев как личностная черта; Выражение гнева; субшкалы: Агрессивный темперамент, Реактивность гнева, Аутоагрессия, Гетеро-агрессия, Степень контроля над гневом.
- БТР1, где шкалы Любознательности, Агрессии, Тревоги и Депрессии отражены и как личностные свойства, и как ситуативные реакции - адаптация Радюка О.М. (2009) [3], согласно которой средние значения критерия альфа Кронбаха а=0,89 для ситуативных показателей и а=0,90 для личностных показателей.
Таблица 2
Альфа Кронбаха для опросника Спилбергера -Ханина
Шкала Пол N Возраст а0/к0 а1/к1
1. Реактивная тревога м 88 17,9±2,0 г. / 15,0-30,3 лет 0,883/20 *
ж 187 18,5±3,3 г. / 15,2-42,8 лет 0,904/20 *
мж 275 18,3±3,0 г. / 15,0-42,8 лет 0,897/20 *
2. Личностная тревожность м Аналогично п. 1 0,875/20 0,905/14
ж Аналогично п. 1 0,837/20 0,872/14
мж Аналогично п. 1 0,850/20 0,883/14
Примечание: аналогичное табл. 1; * - исключение пунктов не потребовалось
Но в связи с длительностью применения и широкой распространенностью опросника Спилбергера - Ханина мы взяли для определения альфы Кронбаха по нашей выборке именно его. Результат определения альфа Кронбаха по нашей выборке показывает, что (табл. 2):
- внутренняя согласованность шкал находится в диапазоне от хорошей до отличной;
- удаление слабых пунктов шкалы личностной тревожности приводит к несущественному улучшению внутренней согласованности шкалы.
Заметим, что в число слабых пунктов шкалы личностной тревожности попали все шесть пунктов с реверсией (значения пунктов надо «переворачивать наоборот»),
что может говорить в пользу уточнения их формулировок.
Итак, если мы теперь определим корреляцию между шкалами теста, то можем сделать обоснованный вывод, что с учетом надежности шкал (табл. 3):
- 32,7% наблюдаемой дисперсии в мужской выборке обусловлено связью между реактивной тревогой и личностной тревожностью;
- 17,8% наблюдаемой дисперсии в женской выборке обусловлено связью между реактивной тревогой и личностной тревожностью;
- 21,8% наблюдаемой дисперсии в смешанной выборке обусловлено связью между реактивной тревогой и личностной тревожностью.
Таблица 3
Корреляция между шкалами опросника Спилбергера - Ханина
Коррелирующие шкалы Пол г а1 а2 Я Я2
м 0,740*** 0,883 0,875 0,572 0,327
{Реактивная тревога} X {Личностная тревожность} ж 0,557*** 0,904 0,837 0,421 0,178
мж 0,613*** 0,897 0,850 0,467 0,218
Примечание: число испытуемых и возраст см. табл. 2; а - альфа Кронбаха для шкал; г - коэффициент корреляции Пирсона; *** - р<0,001 (двусторонняя значимость); Я - коэффициент корреляции с учетом надежности шкал
Опросник темперамента - Формальные характеристики поведения (БСБ-Т1)
Имя Я. Стреляу в отечественной литературе обычно связывают с РТБ - «Павловским опросником темперамента», который был разработан согласно концепции И.П. Павлова. Однако Я. Стреляу операциона-лизировал свою регуляторную теорию темперамента в двадцатилетней разработке (совместно с Б. Завадским, Польша) другого опросника: БСБ-Т1 фгеки I., 1974 [19]; Стреляу Я., 1982 [4]; Стреляу Я. с соавт., 2007 [5]).
Опросник содержит шесть шкал по 20 дихотомичных вопросов (ответы «Да/ Нет»). Для шкал Сенсорной чувствительности и Активности альфа Кронбаха около 0,70, для всех остальных шкал альфа Крон-баха около 0,80.
Ретестовая устойчивость (повторное тестирование проводилось через шесть месяцев) лежит в диапазоне от 0,55 до 0,83. Валидность опросника подтверждается данными нескольких исследований, которые проводились более чем на четырех тысячах испытуемых, результаты сравнивались с различными опросниками, пред-
назначенными для диагностики особенностей личности и темперамента (опросник Айзенка ЕРР-Я, опросник Кеттелла 16РБ, Пятифакторный личностный опросник ШО-БИ и др.).
Была проделана огромная работа: 2 выборки в польской стандартизации (этапы конструирования и валидизации), 2 выборки в русской стандартизации (этапы конструирования и валидизации), подтверждение уровня внутренней согласованности польской и русской версий путем сопоставления всех четырех выборок.
Результат определения альфа Кронбаха по нашей выборке показывает, что (табл. 4):
- шкалы Динамичности, Настойчивости, Эмоциональной реактивности, Выносливости и Активности обнаруживают уровень внутренней согласованности в диапазоне от приемлемого до хорошего, а исключение нескольких слабых пунктов приводит лишь к незначительным улучшениям;
- внутренняя согласованность для шкалы Сенсорной чувствительности не выходит из диапазона сомнительной (даже после удаления слабых пунктов), в связи с чем речь может идти о полной реконструкции шкалы.
Примечание: аналогичное табл. 1; * - исключение пунктов не потребовалось
Таблица 4
Альфа Кронбаха для опросника Стреляу Я. FCB-TI
Шкала Пол N Возраст a0/k0 a1/k1
1. Динамичность м 50 16,8±0,7 г. / 15,0-17,8 лет 0,786/20 0,796/16
ж 82 16,8±0,7 г. / 15,2-18,8 лет 0,725/20 *
мж 132 16,8±0,7 г. / 15,0-18,8 лет 0,757/20 *
2. Настойчивость м Аналогично п. 1 0,835/20 *
ж Аналогично п. 1 0,762/20 0,778/15
мж Аналогично п. 1 0,816/20 *
3. Сенсорная чувствительность м Аналогично п. 1 0,637/20 0,694/16
ж Аналогично п. 1 0,563/20 0,654/10
мж Аналогично п. 1 0,592/20 0,634/17
4. Эмоциональная реактивность м Аналогично п. 1 0,792/20 0,806/16
ж Аналогично п. 1 0,752/20 0,759/19
мж Аналогично п. 1 0,796/20 *
5. Выносливость м Аналогично п. 1 0,789/20 0,821/14
ж Аналогично п. 1 0,843/20 *
мж Аналогично п. 1 0,835/20 *
6. Активность м Аналогично п. 1 0,838/20 0,846/19
ж Аналогично п. 1 0,838/20 0,849/18
мж Аналогично п. 1 0,838/20 0,842/19
Литература
1. Ересько Д.Б., Исурина Г.Л., Кайдановская Е.В., Карвасарский Б.Д., Карпова Э.Б., Ко-репанова Т.Г., Крылова Г.С., Тархан А.У., Чехлатый Е.И., Шифрини В.Б. Алексити-мия и методы ее определения при пограничных психосоматических расстройствах. Пособие для психологов и врачей. - СПб.: Санкт-Петербургский научно-исследовательский психоневрологический институт им. В.М. Бехтерева, 2005. - 25 с.
2. Наследов А.Д. SPSS: Компьютерный анализ данных в психологии и социальных науках. 2-е изд. - СПб.: Питер, 2007. - 416 с.
3. Радюк О.М. Восьмифакторный личностный опросник Спилбергера - Радюка: Учебно-методическое пособие. - Минск: Изд-во Белорусского гос. университета, 2009. - 76 с.
4. Стреляу Я. Роль темперамента в психическом развитии. - М.: Прогресс, 1982. - 231 с.
5. Стреляу Я., Митина О., Завадский Б., Бабаева Ю., Менчук Т. Методика диагностики темперамента (формально-динамических характеристик поведения): Учебно-методическое пособие. - М.: Смысл, 2007. - 104 с.
6. Ханин Ю.Л. Краткое руководство к применению шкалы реактивной и личностной тревожности Ч.Д. Спилбергера. - Л.: ЛНИ-ИТЕК, 1976. - 40 с.
7. Brown W. Some experimental results in the correlation of mental abilities // British Journal of Psychology. - 1910. - Vol. 3. - P. 296322.
8. Cattell R.B. Some theoretical issues in adult intelligence testing // Psychol. Bull. - 1941. -Vol. 38. - 592 p.
9. Cattell R.B. The Scientific Analysis of Personality. - London: Penguin, 1965. - 399 p.
10. Cronbach L.J. Coefficient alpha and the internal structure of tests // Psychometrika. - 1951. - Vol. 16. - P. 297-334.
11. Cronbach L.J., Meehl P.E. Construct validity in psychological tests // Psychol. Bull. - 1955. -Vol. 52. - P. 281-302.
12. Guttman L.A. A basis for scaling qualitative data // American Sociological Review. - 1944. - Vol. 91. - P. 139-150.
13. Guttman L.A. Theory construction and data analysis in the behavioral sciences / Ed. S. Shye. - San Francisco: Jossey-Bass Publishers, 1978. - 426 p.
14. Schmitt N. Uses and abuses of coefficient alpha // Psychological Assessment. - 1996. -Vol. 8(4). - P. 350-353.
15. Spearman C.C. Correlation calculated from faulty data // British Journal of Psychology. -1910. - Vol. 3. - P. 271-295.
16. Spielberger C.D., Jacobs G.A., Russell S.F., Crane R.J. Assessment of anger: The State-Trait Anger Scale // Advances in personality assessment / Eds. J.N. Butcher, C.D. Spielberger. - Hillsdale, NJ: Erlbaum, 1983. - Vol. 2. -P. 159-187.
17. Spielberger C.D., Johnson E.H., Russell S.F., Crane R.J., Jacobs G.A., Worden T.J. The experience and expression of anger: Construction and validation of an anger expression scale // Anger and hostility in cardiovascular and behavioral disorders / Eds. M.A. Chesney, R.H. Rosenman. - New York: Hemisphere/ McGraw-Hill, 1985. - P. 5-30.
18. Spielberger C.D., & Reheiser E.C. Measuring anxiety, anger, depression, and curiosity as emotional states and personality traits with the STAI, STAXI and STPI / In M.J. Hilsen-roth & D.L. Segal (Eds.). Comprehensive handbook of psychological assessment, Vol. 2. Personality assessment (pp. 70-86). - Ho-boken, N.J., US: John Wiley & Sons Inc., 2004.
19. Strelau J. Temperament as an expression of energy level and temporal features of behavior // Polish Psychological Bulletin. - 1974. - Vol. 5. - P. 119-127.
20. Taylor G.J., Ryan D.P., Bagby R.M. Toward the development of a new self-report alexithymia scale // Psychotherapy and Psychosomatics. -1985. - Vol. 44. - P. 191-199.
References
1. Yeres'ko DB, Isurina GL, Kaydanovskaya YeV, Karvasarskiy BD, Karpova EB, Korepanova TG, Krylova GS, Tarkhan AU, Chek-
hlatyy Yel, Shifrini VB. Aleksitimiya i metody yeye opredeleniya pri pogranichnykh psik-hosomaticheskikh rasstroystvakh. Posobiye dlya psikhologov i vrachey. St. Petersburg: Sankt-Peterburgskiy nauchno-issledovatel'skiy psikhonevrologicheskiy institut im VM Bekhtereva, 2005: 25 (in Russian).
2. Nasledov AD. SPSS: Komp'yuternyy analiz dannykh v psikhologii i sotsial'nykh naukakh. 2-ye izd. St. Petersburg: Piter, 2007: 416 (in Russian).
3. Radyuk O.M. Vos'mifaktornyy lichnostnyy oprosnik Spilbergera - Radyuka: Ucheb-no-metodicheskoye posobiye. Minsk: Izd-vo Belorusskogo gos universiteta, 2009: 76 (in Russian).
4. Strelyau Ya. Rol' temperamenta v psikhich-eskom razvitii. Moscow: Progress, 1982: 231 (in Russian).
5. Strelyau Ya, Mitina O, Zavadskiy B, Babayeva Yu, Menchuk T. Metodika diagnostiki tem-peramenta (formal'no-dinamicheskikh khar-akteristik povedeniya): Uchebno-metodich-eskoye posobiye. Moscow: Smysl, 2007: 104 (in Russian).
6. Khanin YuL. Kratkoye rukovodstvo k prime-neniyu shkaly reaktivnoy i lichnostnoy trevozhnosti ChD Spilbergera. - Leningrad: LNIITEK, 1976: 40 (in Russian).
7. Brown W. Some experimental results in the correlation of mental abilities. British Journal of Psychology 1910; 3:296-322.
8. Cattell RB. Some theoretical issues in adult intelligence testing. Psychol Bull 1941; 38: 592.
9. Cattell RB. The Scientific Analysis of Personality. London: Penguin, 1965: 399.
10. Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika 1951; 16:297-334.
11. Cronbach LJ, Meehl PE. Construct validity in psychological tests. Psychol. Bull 1955; 52:281-302.
12. Guttman LA. A basis for scaling qualitative data. American Sociological Review 1944; 91:139-150.
13. Guttman LA. Theory construction and data analysis in the behavioral sciences. Ed S Shye. San Francisco: Jossey-Bass Publishers, 1978: 426.
14. Schmitt N. Uses and abuses of coefficient alpha. Psychological Assessment 1996; 8(4):350-353.
15. Spearman CC. Correlation calculated from faulty data. British Journal of Psychology 1910; 3:271-295.
16. Spielberger CD, Jacobs GA, Russell SF, Crane RJ. Assessment of anger: The State-Trait Anger Scale. Advances in personality assessment. Eds JN Butcher, CD Spielberger. Hillsdale, NJ: Erlbaum, 1983; 2:159-187.
17. Spielberger CD, Johnson EH, Russell SF, Crane RJ, Jacobs GA, Worden TJ. The experience and expression of anger: Construction and validation of an anger expression scale. Anger and hostility in cardiovascular and behavioral disorders. Eds MA Chesney, RH Rosenman. New York: Hemisphere/McGraw-Hill, 1985: 5-30.
18. Spielberger CD, & Reheiser EC. Measuring anxiety, anger, depression, and curiosity as emotional states and personality traits with the STAI, STAXI and STPI. In: MJ Hilsenroth & DL Segal (Eds). Comprehensive handbook of psychological assessment, Vol 2. Personality assessment (pp 70-86). Hoboken, NJ, US: John Wiley & Sons Inc., 2004.
19. Strelau J. Temperament as an expression of energy level and temporal features of behavior. Polish Psychological Bulletin 1974; 5:119127.
20. Taylor GJ, Ryan DP, Bagby RM. Toward the development of a new self-report alexithy-mia scale. Psychotherapy and Psychosomatics 1985; 44:191-199.
ON THE ISSUE OF PSYCHOMETRIC RELIABILITY OF SOME PSYCHOLOGICAL METHODS
E.G. VERGUNOV1, E.I. NIKOLAEVA3, Yu.V. BOBROVA2
1 Research Institute of Physiology and Fundamental Medicine, 2 Novosibirsk State University of Economics and Management, Novosibirsk;
3 A.I. Herzen Russian State Pedagogical University, St. Petersburg
The authors discussed the problem of psychometric reliability of a number of psychological methods on the material of the literature and their own data. Quantitative-convergent and qualitative-divergent approaches to the assessment of homogeneous and heterogeneous scales are considered. The Toronto alexithymic scale (TAS-26), Spielberger - Khanin's reactive and personal anxiety scales (STAI), Temperament Checklist - Formal Behavior Characteristics (FCB-TI), including using own calculations using the specified scales, are analyzed in detail.
Keywords: psychometric reliability, scales, Toronto alexithimic scale, Spielberger - Khanin reactive and personal anxiety scales, Temperament Survey - Formal characteristics of behavior.
Address:
Nikolaeva E.I., Ph.D.
Professor, Department of Psychology and Psychophysiology of a Child,
A.I. Herzen Russian State Pedagogical University
E-mail: klemtina@yandex.ru
