Способ №2 для нормирования диагностических корреляций (либо их квадратов со знаком корреляций)

Этот способ лишен недостатков предыдущего первого способа, он несколько лучше и с меньшей долей артефактов выравнивает степень влияния фактора небрежности ответов у разных людей, но он гораздо более трудоемок в плане математических расчетов. Смысл его состоит в следующем. Для каждого стандартного ТИМа мы заранее знаем наборы усредненных диагностических корреляций (либо их квадратов со знаками, если мы используем профиль информационных общностей с 16-ю ТИМами, показывающий общность дисперсий). Эти наборы в целях унификации приведены к виду с единичным стандартным отклонением (по способу №1 нормирования диагностических корреляций). В итоге для каждого стандартного усредненного психотипа имеется набор усредненных чисел, с точностью до коэффициента пропорциональности характеризующих его корреляции со всеми 16-ю психотипами (то есть чисел, с одним и тем же числовым коэффициентом пропорциональных корреляциям – см. табл.1). Теперь рассмотрим табл.2. Первый ее столбик – это первая строка таблицы1. Во втором столбике табл.2 представлены эмпирические диагностические корреляции некоего испытуемого, психотип которого в целом определяется как ИЛЭ, но имеется небольшая акцентуация в сторону СЛЭ. Этот набор эмпирических диагностических корреляций испытуемого может быть нормирован по первому способу, путем деления на стандартное отклонение всех чисел набора, и тогда получается новый нормированный набор в столбике 3 табл.2. Но можно подобрать число, на которое мы делим, таким образом, чтобы в итоге преобразования минимизировать отклонения чисел преобразованного набора от чисел, характеризующих стандартный набор типа ИЛЭ (столбик 1 табл.2). Решение задачи минимизации отклонений решается традиционным для матстатистики методом наименьших квадратов (минимизация суммы квадратов разностей между числами двух наборов). Оказывается, что минимизация квадратов разностей чисел двух наборов достигается (в данном конкретном случае) при делении эмпирического набора чисел столбика 2 табл.2 на число 0,36724. В этом, собственно, и состоит второй способ нормировки диагностических корреляций. Обратите внимание на то, что набор преобразованных чисел, соответствующих прежнему набору эмпирических диагностических корреляций, в четвертом столбике табл.2. отличается от чисел в 3-м столбике табл.2., ибо эти наборы получены делением исходных чисел столбика 2 на разные коэффициенты (0,342 для столбика 3 и 0,367 для столбика 4).

Итого, для полноты картины (и для ее максимальной убедительности) все экспериментальные результаты, связанные с популяционными распределениями как соционических функций, так и общностей испытуемых с теми или иными психотипами, мы должны далее представить в четырех вариантах: во-первых, с учетом двух возможных способов представления индивидуальных типных профилей (в виде нормированных диагностических корреляций испытуемого с 16-ю психотипами либо в виде аналогичным образом нормированных квадратов этих корреляций с учетом их знака), и во-вторых, с учетом двух возможных способов самой нормировки корреляций или их квадратов – по выше описанному способу №1 нормировки или способу №2.

Табл. 1. Полученные путем анализа подвыборки 880 человек стандартные тимные профили для всех 16-ти психотипов. Каждый профиль расположен в строчке, состоит из 16-ти чисел, пропорциональных диагностическим корреляциям и отражает весовые нагрузки всех 16-ти разных психотипов свойствами «заглавного» психотипа строки, отмеченного желтым цветом. ( см. табл. 3.1. в работе «Расчёт функций, количественное значение всех функций в психотипе, содержательное наполнение функций» - http://sociotoday.narod2.ru/funkcii1.html )

Табл.2. Сравнение процедур нормирования набора диагностических корреляций по способу №1 и способу №2

Ниже – на рис.1.1 – 1.3. – приведены распределения в экспериментальной выборке, состоящей из 1364 мужчин и 4077 женщин, для величины максимальной экспериментально полученной диагностической корреляции (максимальной корреляции экспериментального типного профиля испытуемых). Широкие различия в величине максимальной корреляции (как правило, обнаруживающейся с одним наиболее подходящим из всех 16-ти стандартных типов) отражают очень значительные межиндивидуальные различия в доле влияния собственно факторов соционического темперамента на ответы испытуемых в анкете. Люди с низкими коэффициентами корреляции (даже при условии, что это – максимальный коэффициент корреляции в их типном профиле) дают, очевидно, либо небрежные и поспешные ответы на вопросы анкеты, либо просто плохо умеют оценивать себя в сравнении с другими людьми. Правда, в большинстве случаев их максимальный коээфициент корреляции с каким- либо из типов (пусть и низкий по модулю) все равно правильно указывает на их тип – благодаря большому количеству анкетных вопросов. Однако для количественного сравнения их результатов с результатами других испытуемых (дающих более надежные ответы и потому показывающих более высокие коэффициенты корреляций) результаты всех испытуемых должны быть приведены к одинаковому масштабу, чему и служит операция нормировки типных профилей, осуществляемая по вышеописанным способу №1 либо способу №2. Обращает на себя внимание еще тот факт, что женщины в среднем дают менее надежные ответы, чем мужчины (средняя максимальная корреляция профиля 0,345 против 0,352 у мужчин) – есть, однако, два исключения из этого правила, а именно в отдельной подвыборке иррационалов и отдельной подвыборке экстравертов женщины дают более надежные результаты (с более высокими в среднем коэффициентами корреляции), чем мужчины. Кроме того, женщины в целом по всей выборке более психологически гомогенны и, в частности, менее различаются друг от друга по надежности ответов, чем мужчины (полуширина распределения 0,125 у женщин против 0,135 у мужчин, и тут уже качественные различия между подвыборками экстравертов и интровертов, рационалов и иррационалов, и т.п., не обнаруживаются). Приведенные на диаграммах рисунков 1.1.-1.3. распределения показывают, что доля влияния собственно соционических факторов на ответы испытуемых в психологической анкете (то есть соответствующая доля влияния на суммарную дисперсию этих ответов) находится у различных испытуемых в диапазоне от 0,2% до 60%, а в среднем по выборке составляет около 12% (квадрат среднего коэффициента корреляции, умноженный на 100%). Этой сравнительно небольшой доли влияния связанного с соционикой психофизиологического темперамента на ответы оказывается, однако, вполне достаточно для надежной типодиагностики испытуемых. Более того - в большинстве случаев при этом с помощью построения типного профиля, составленного из диагностических корреляций, надежно диагностируется не только основной социотип, но и дополнительная соционическая акцентуация испытуемых.

Рис.1.1.

Рис.1.2.

Рис.1.3.