Соционическая газета: № 07 (10), 11.04.2003
Cовместный проект сайтов
"Соционические знакомства" и "Соционика на языках мира"

Экспериментальное исследование
признаков Рейнина
(по материалам тестов ЛОТ и Холланда)

Автор: Виктор Таланов
Психолог и политолог. В середине 90-х – депутат ГД РФ от Демпартии России. Президент Северо-Западного центра социальных технологий. Автор Личностного опросника Таланова. По вопросам соционики опубликовал 2 книги и ряд статей.
Социотип: ИЛИ (Бальзак).
Эл. адрес: anketalot@front.ru

Выступление 26.03.2003 на семинаре в Институте биологии и психологии человека.
В подготовке статьи также участвовал Дмитрий Лытов.

Введение. Поиск абсолютных координат.

Современная психология, кажется, окончательно определилась с тем, что называется «единым психологическим пространством». Существует круг проблем, который входит в сферу исследований психологии, и основной вопрос психологии постепенно смещается от того, «что мы исследуем?» к другому вопросу: «что мы исследуем – понятно; в каких терминах мы это будем описывать?».

Множество психологических тестов и других экспериментальных методик, существующих на сегодняшний момент, описывают, по сути, одно и то же. Разница между ними состоит лишь в повороте координатных осей. Иными словами, в «едином психологическом пространстве» оси можно прочертить так:

А можно и так:

Однако от поворота осей суть исследования не меняется. Можно даже заметить, что одни и те же вопросы кочуют у разных авторов из теста в тест, только в одних тестах они – на один признак, а в других тестах – на другой. В этом ничего удивительного нет, поскольку «чистых», «идеальных» признаков не существует, все они переплетены между собой в том, что подразумевается под «единым психологическим пространством». И поэтому незначительный поворот одной из координатных осей приводит к тому, что характеристика А относится теперь уже не к признаку А’, а к признаку B’. Так, вопрос «Вместо танцев и компаний я предпочту слушать серьёзную классическую музыку» имеет одновременные нагрузки по интроверсии, интуиции, логике и рациональности. При повороте соответствующих осей в пространстве изменятся коэффициенты нагрузок, может быть, даже поменяется их знак – и только. Довольно подробно эта проблема описана в работах по экспериментальной психологии [Шмелёв]. И естественно, что исследователей волнует вопрос: можно ли поворачивать оси в этом пространстве произвольным образом, или существуют некоторые абсолютные показатели, абсолютные оси?

Существует проблема поворота осей и в юнговской типологии личности, в частности – в соционике. Мы видим, что применение даже «близкородственных» американских тестов по методике Майерс-Бриггс не всегда приводит к тем же результатам, что и в соционике, поскольку поворот осей может отличаться – притом, что признаки вроде бы одни и те же.

Не забудем ещё и о том, что соционики расходятся во мнениях по поводу природы 4 основных юнговских признаков: логика – этика, интуиция – сенсорика, экстраверсия – интроверсия, рациональность – иррациональность. Являются ли полюса этих признаков чётко разграниченными, или же могут «плавно перетекать» друг в друга? С одной стороны, модель А как будто бы не допускает «перетекания». С другой, неугасающий интерес социоников к проблеме подтипов [Мегедь, Филатова] не исключает возможность того, что признаки всё же можно измерить в количественных показателях, а не просто по принципу «да – нет». Модель А, по сути, не противоречит такому подходу, просто она является лишь качественным описанием, не обладая средствами для анализа количественного. Во всяком случае, результаты любых «юнговских» психологических опросников, в том числе и нашего «ЛОТ» (1800 испытуемых) демонстрируют чисто «гауссово» колоколообразное распределение величины любого «юнговского» признака (с пиком как раз на предполагаемой границе между социотипами), не оставляя никакой надежды на обнаружение бимодальности, двугорбости распределения.

Однако здесь мы немного забегаем вперёд.

А.Аугустинавичюте и Г.Рейнин предложили гипотезу [Аугустинавичюте, Рейнин], согласно которой, кроме 4 основных юнговских признаков, существуют и дополнительные к ним («признаки Рейнина»). Производный признак «С» образуется по правилу:

  Признак «А» Признак «не А»
Признак «В» Признак «С» Признак «не С»
Признак «не В» Признак «не С» Признак «С»

Производные признаки, согласно их предположению, могут образовываться как от основных 4-х юнговских признаков, так и друг от друга. Число производных признаков ограничено числом:

2^N – N – 1 = 16 – 4 – 1 = 11 дополнительных признаков,
где N = число основных признаков

Как легко заметить, гипотеза о содержательном психологическом наполнении признаков Рейнина основывается на нескольких предположениях:

1) что оси являются жестко закрепленными, фиксированными, в пространстве их нельзя поворачивать;

2) что юнговские признаки являются однозначно дискретными, «да-нетными»;

3) что психологическое пространство обладает свойством нелинейности.

Почему оси нельзя поворачивать в психологическом пространстве? В случае допущения поворота одной из шкал под тем или иным углом признаки Рейнина просто теряют содержательный смысл, и становятся лишь абстрактным, формальным средством сортировки массивов данных – не более. В последнем качестве они и так давно применяются в соционической литературе [Карпенко и др.], однако о каком-либо их содержательном значении, тем более, чётком различии между представителями разных полюсов любого из признаков Рейнина [Рабочая группа], говорить уже не приходится.

Второе условие обязательно для вторичных признаков Рейнина, получающихся в результате комбинации четырёх базисных дихотомий и первичных признаков. Первичные признаки – это те, которые могут быть образованы непосредственно от комбинации осей экстраверсии, интуиции, логики, рациональности. Для первичных признаков Рейнина возможно математическое представление не только в дискретном, но и в математически непрерывном виде (допускающем плавное изменение величины признака) с использованием нелинейных преобразований осей. Так, признак «беспечность» может быть представлен как произведение координат по оси экстраверсии и по оси интуиции. Соответственно, одинаково «беспечными» должны были бы получаться экстравертные интуиты и интровертные сенсорики (поскольку произведение минуса на минус дает плюс).

Условие нелинейности свойств психологического пространства естественным образом вытекает из только что описанного механизма конструирования признаков Рейнина как произведения координат (нелинейного преобразования). Это удобно продемонстрировать на рисунках (рис.2а, 2б).

Рис 2-а – величина любого признака при перемещении вдоль любой стрелки в психологическом пространстве возрастает или убывает по линейному закону (как линейная функция координат).

Рис. 2-б – величина признака (в данном случае гипотетической «беспечности») меняется при перемещении в психологическом пространстве по нелинейному закону (как нелинейная функция координат, включающая их произведения, квадраты, кубы и т.п.).

Проблема признаков Рейнина является исключительно привлекательной для социоников. Если они существуют – значит, мы получаем абсолютные показатели, по которым можно «замерять тип», что существенно облегчает его выявление. Эта проблема крайне важна и для теоретической психологии – потому что затрагивает важнейший вопрос линейности или нелинейности свойств психологического пространства и связанную с ним проблему абсолютности либо относительности и условности (с точностью до вращения осей) закрепляемой в этом пространстве системы координат. Именно поэтому, на мой взгляд, проблема заслуживает самой подробной экспериментальной проверки, до тех пор, пока эксперименты окончательно не покажут наличие или отсутствие таких признаков.

Методы экспериментальной проверки.

Первое условие проверки признаков Рейнина – большой объем выборки (не менее 400 испытуемых, лучше больше). Это связано с тем, что искомые содержательные корреляции могут быть и менее чем 0,2. Эксперимент на 100 испытуемых был бы неадекватен выводам исследования. При таком количестве вероятность зашумления результатов случайными факторами настолько велика, что говорить о достоверности результатов можно лишь с очень большой осторожностью. Надо помнить и о том, что артефакты часто могут появляться из-за неоднородности выборки (объедините вместе студенческую группу будущих турагентов, большинство из которых окажется сенсорными этиками, со студенческой группой финансовых аналитиков, в большинстве интуитивных логиков, и на объединенной выборке вы получите сильную положительную корреляцию между логикой и интуицией, в действительности отсутствующую в генеральной совокупности). Чтобы застраховать свои выводы от эффектов неоднородности выборки, нужно либо многократно повторить эксперимент на различных выборках испытуемых и получить при этом одинаковые результаты, либо изначально пользоваться большой и достаточно однородной выборкой (например, проводить эксперимент на всех без исключения старшеклассниках одной и той же школы). Третье условие для качественной проверки признаков Рейнина – пропорциональный баланс социотипов в выборке для каждого полюса признака. Иначе возможен артефакт. Допустим, на полюсе «аристократов» в экспериментальной выборке окажется больше «Гамлетов», чем «Максимов». В этом случае все выводы, которые мы сделаем в отношении «аристократов», скорее всего, будут касаться не признака Рейнина, а социотипа «Гамлет» по отношению ко всем прочим 15 социотипам. Выполнение этих условий исключает возможность того, что исследователь увидит то, что хотел увидеть.

Для выявления и статистической оценки малых, но не случайных величин существуют специальные статистические коэффициенты, на которых я подробно останавливаться не буду – они хорошо знакомы математикам.

Как может быть построен эксперимент?

1) «Прогонка» группы любым способом протипированных респондентов через любой достаточно длинный психологический опросник (не менее 200 вопросов). Дело в том, что смысловой профиль вопроса всегда включает в себя множество нюансов – помимо тех основных признаков, для поиска которых опросник был сконструирован. Так, факторный анализ анкеты ЛОТ, первоначально сконструированной для измерения лишь базовых юнговских дихотомий, позволяет выявить ещё более 30 содержательных психологических факторов (правда, существенно меньших по своему вкладу в общую дисперсию). Есть среди них и такие, которые интерпретируются как уровни беспечности, решительности, эмотивности и т.д. Эти факторы даже не обязательно выделять – достаточно поискать методом корреляционного анализа все вопросы, которые достоверно связаны с принадлежностью респондента к полюсам признаков Рейнина, и проанализировать, какое интегральное содержание найденные вопросы описывают. То же можно сделать с любым иным психологическим опросником (плюс ЛОТа лишь в том, что он позволяет одновременно с высокой валидностью оттипировать респондентов). Объем выборки для эксперимента такого рода должен быть не менее 400 человек.

2) Вместо анкеты с вопросами может использоваться шкалирование жизненно значимых предпочтений испытуемого. Как вариант, это может быть шкалирование списка разнообразных профессий по степени их индивидуальной предпочтительности. В этом случае будет непросто увидеть семантическую сторону искомых признаков Рейнина, но легко оценить, влияют ли эти признаки вообще на предпочтение профессий. Если заложенные в названиях признаков оценки верны («решительный», «беспечный» и т.п.), то принадлежность к полюсам Рейнина в большой выборке обязана оказывать хоть и слабое, но достоверное влияние на профессиональный выбор. Если содержание у признаков имеется, но не имеет, тем не менее, никакого практического значения (рисунок узоров на коже) то отрицательный результат эксперимента будет говорить об отсутствии психологической значимости признаков, но ещё не об их принципиальном отсутствии.

3) Можно использовать специально сконструированные анкеты или объективные тесты, изначально ориентированные на предполагаемые содержательные стороны признаков Рейнина. Это может быть опросник на динамику-статику, тест глазодоминантности для выявления «правоглазых» и «левоглазых» испытуемых и т.п.

Для проверки признаков Рейнина мы провели серию экспериментов в рамках первого и второго подходов.

Эксперимент 1.

Типирование испытуемых (447 респондентов) осуществлялось с помощью опросника «Мини-ЛОТ» (240 вопросов). Параллельно проводилось анкетирование по профориентационному опроснику Холланда. В сравнении с базовыми юнговскими дихотомиями и гипотетическими признаками Рейнина анализировались предпочтения 216 профессий и видов деятельности из опросника Холланда.

Предпочтения профессий коррелировались с дихотомической принадлежностью (+1 или –1) к полюсам экстраверсии-интроверсии, интуиции-сенсорики, логики-этики, рациональности-иррациональности, а также 11 признаков Рейнина. В качестве критерия статистической взаимосвязи между дихотомической принадлежностью и предпочтением профессий использовалась случайная величина, равная сумме квадратов коэффициентов корреляций между дихотомической принадлежностью к полюсам конкретного признака и полным списком профессий (216 корреляций). Теоретическая медиана распределения данной случайной величины при условии 447 испытаний и 216 коэффициентов корреляции равна 0,46; верхняя же граница 1% вероятности нулевой гипотезы (отсутствия статистической взаимосвязи) равна 0,91.

Результаты (см. табл.1) показали высоко достоверную и несомненную статистическую взаимосвязь между выбором профессии и принадлежностью к любому из полюсов экстраверсии-интроверсии, интуиции-сенсорики, логики-этики, рациональности-иррациональности, и подтвердили нулевую гипотезу для всех 11-ти производных признаков Рейнина и для принадлежности к той или иной квадре.

Таким образом, психологическое наполнение признаков Рейнина (если оно вообще существует) не оказывает никакого влияния на выбор профессии – в отличие от четырёх базовых юнговских дихотомий, где это влияние очень значительно.

Таблица 1.

Рассчитанный по социотипу полюс признака Сумма квадратов корреляций с 216 профессиями
экстраверты 3,75
рационалы 3,96
логики 5,39
интуиты 3,05
«демократы» 0,69
«рассудительные» 0,50
«веселые» 0,33
«правые» 0,44
«беспечные» 0,36
«уступчивые» 0,53
«позитивисты» 0,67
«тактики» 0,56
«конструктивисты» 0,45
«квестимы» 0,52
«статики» 0,63
принадлежность к 1-й квадре 0,69
принадлежность ко 2-й квадре 0,55
принадлежность к 3-й квадре 0,44
принадлежность к 4-й квадре 0,34

Читайте в следующем номере окончание статьи.