Бланковые и компьютерные версии методики «Кольца Ландольта»: вопросы идентичности

Идея использовать кольцо с разрывом (broken ring) для диагностики остроты зрения принадлежит офтальмологу Э. Ландольту (Landolt, 1886). В настоящее время кольца Ландольта (Landolt broken rings) остаются весьма популярным материалом для исследований особенностей зрения и зрительного восприятия. Но область применения колец оказалась гораздо шире сугубо офтальмологических исследований. Как в нашей стране, так и за рубежом разработаны различные виды корректурных проб, тестовым материалом для которых служат бланки с рядами колец Ландольта с разрывами в разных направлениях (Landolt C cancellation task).

Сегодня корректурная проба с использованием колец Ландольта является популярным психодиагностическим инструментарием исследования работоспособности и широко примеряется в современной психологической практике, в том числе для решения задач профотбора. Применяются как бланковые и компьютерные версии корректурных проб, известны также исследования, в которых корректурная проба сочетается с дополнительным оборудованием, например с Eye-Tracker (Sipos et al., 2021). Вместе с тем психометрическому анализу содержания этой методики, в том числе ее компьютерных версий, пока уделяется недостаточно внимания, в подавляющем большинстве публикаций представлены лишь результаты применения методики.

Одним из направлений развития современной психодиагностики является разработка автоматизированных и компьютерных версий многих методик, в том числе корректурных проб с использованием колец Ландольта (Астапов и др., 1982; Мельников, 2022; Benjamins et al., 2018; Dalmaijer et al., 2015). Компьютеризация психодиагностики является естественной тенденцией, соответствующей развитию технологий. С другой стороны, профессиональная деятельность современного человека также становится все более компьютеризированной, и в этом смысле применение компьютерных версий методик, особенно оценивающих профессионально важные качества респондентов, является в большей степени соответствующим содержанию профессиональной деятельности, чем применение бланковых версий.

Компьютерный аналог любой валидной и надежной бланковой методики, строго говоря, требует дополнительной психометрической проверки и выработки норм. Психометрическая проверка особенно актуальна для компьютерных версий бланковых психофизиологических методик, в том числе корректурных проб, поскольку психомоторная идентичность задач поиска и вычеркивание заданного символа на листе бумаги и на экране компьютера не очевидна.

В настоящей статье мы представим анализ эквивалентности различных версий (по типу кольца) методики «Кольца Ландольта»; сравнительный анализ бланковой и компьютерной версий корректурной пробы «Кольца Ландольта», а также гендерные и возрастные особенности выполнения бланковой и компьютерной версий.

Реклама imaton.com

Диагностика функционального состояния и работоспособности

Тест Ландольта

Интегральная оценка работоспособности

Подробнее

Метод

В исследовании принял участие 341 работник 8 атомных станций. В ходе исследования применялись бланковая версия корректурной пробы «Кольца Ландольта» (ГП «ИМАТОН») и ее компьютерная реализация (разработка АНО ДПО «Техническая академия Росатома»). Корректурные таблицы обеих версий состоят из колец, каждое из которых имеет разрыв в одном из направлений, ориентируемом на циферблат часов. Инструкции как для бланковой, так и компьютерной версии методики были идентичны: требовалось в течение 5 минут¹ с максимальной скоростью просмотреть бланк/бланки задания и зачеркнуть (отметить мышкой) кольца с определенным в инструкции положением разрыва.

При этом по инструкции к бланковой версии имеется два варианта задания (12 и 15 часов), а в компьютерной версии — один вариант (17 часов). Вариант бланковой версии с разрывом на 12 часов выполнило 163 респондента, на 15 часов — 178 респондентов. Компьютерную версию методики выполнили все респонденты (N = 341). Респондентам было предложено выполнить бланковую и после некоторого перерыва компьютерную версию корректурной пробы.

В ходе выполнения теста ежеминутно фиксировались показатели Q (количество просмотренных колец) и N (количество ошибок), на основе которых с учетом значений М (количество колец с заданным разрывом среди просмотренных за очередную минуту) вычислялись показатели точности работы А = 1–N/M и продуктивности работы Р = A*Q (Сысоев, 2003).

Для обработки и анализа данных использовались электронные таблицы Excel и программа Statistica v. 13.

Результаты

На первом этапе анализа данных мы провели сопоставление динамики показателей Q, N, А и Р при выполнении вариантов бланковых версий методики респондентами (вариант «О12» с разрывом кольца на 12 часов, вариант «О15» с разрывом кольца на 15 часов). На рисунках 1–4 представлена динамика показателей. Статистическая значимость различий поминутных показателей в двух сопоставляемых выборках (по t-критерию Стьюдента) отмечена на рисунках в подписи показателей по оси абсцисс: * – р<0,05; ** – р<0,01; *** – р<0,001.

Итоги анализа представленных на рисунках 1–4 результатов

– Выявлены статистически значимые различия между поминутными значениями количества просмотренных колец Q в выборках респондентов, выполнявших варианты задания «О12» и «О15»: задание поиска колец с разрывом на 15 часов оказалось более сложным и, соответственно, медленнее выполнялось, чем задание поиска колец с разрывом на 12 часов. При этом динамика показателя Q в течение 5 минут в выборках также не является идентичной. В выборке «О12» от максимального значения в первую минуту количество просмотренных знаков резко снижается на второй минуте (t = 6,89***)², после чего на 3–4-й минутах зафиксировано плавное статистически незначимое изменение показателя, а на последней минуте значимый скачок (t = 3,19**). В выборке «О15» от максимального значения в первую минуту количество просмотренных знаков также снижается на второй минуте (t = 5,39***), после чего на 3–4-й минутах статистически значимое повышение показателя (t = 3,74***; t = 3,93***), а на последней минуте изменения незначимы. Таким образом, вне зависимости от типа кольца количество просмотренных символов максимально на первой минуте, после чего наступает спад. При выполнении более легкого варианта задания «О12» к пятой минуте количество просмотренных колец увеличивается, тогда как при выполнении более сложного варианта «О15», наоборот, стабилизируется.

– Установлено, что количество ошибок N зависит от типа кольца лишь в первые две минуты просмотра, при этом на первой минуте ошибок в выборке с более сложным кольцом «О15» больше (t = 2,06*), а на второй минуте — меньше (t = 2,09*). Далее различия незначимы. Мы связываем данный факт с более сложной адаптацией к типу кольца в выборке «О15» в первую минуту, а на последующих минутах более низкие значения количества ошибок соответствуют меньшим значениям количества просмотренных колец.

– Различия в динамике вычисляемых показателей А и Р являются прямым следствием двух первичных показателей Q и N и не будут обсуждаться столь же детально в данном разделе. Отметим лишь, что на вариативность показателя А (и, как следствие, Р) оказывает влияние распределение по бланку количества верных для каждого варианта ответов (показатель М). На классических бланках это распределение не является равномерным, и колебания вычисляемых показателей могут быть связаны с этим обстоятельством.

Полученные результаты свидетельствуют, что варианты «О12» и «О15» бланковых версий методики «Кольца Ландольта» нельзя считать идентичными и взаимозаменяемыми.

На втором этапе анализа данных с помощью коэффициента корреляции Спирмена мы оценили взаимосвязь показателей Q, N, A, P по результатам выполнения компьютерной и бланковой версий методики. Результаты вычислений представлены в таблице 1. Все коэффициенты корреляции являются статистически значимыми (p<0,001), что доказывает конкурентную валидность компьютерной версии методики.

Вместе с тем нами были выявлены статистически значимые различия между значениями показателей при выполнении бланковой и компьютерной версий методики. В таблице 2 приведены описательные статистики и значения t-критерия Стьюдента по связным выборам для поминутных показателей Q — количества просмотренных колец в бланковом (QH) и компьютерном (Q) вариантах. Как следует из данных, представленных в таблице 2, бланковую версию испытуемые просматривают быстрее: количество просмотренных колец в бланковой версии стабильно достоверно выше компьютерной.

В таблице 2 представлены результаты объединенной выборки (вариант бланковой версии не учитывался). Указанные вычисления были выполнены отдельно для каждой подгруппы испытуемых — результат аналогичен. Остальные показатели N, A, P также имеют различия для бланковой и компьютерной версий, но мы их здесь не представляем, поскольку достоверные различия количества просмотренных в течение каждой минуты колец при бланковом и компьютерном выполнении методики являются обоснованием необходимости выработки норм для компьютерной версии методики (более того, для каждого варианта компьютерной версии, поскольку каждая компьютерная версия имеет свою специфику и свои программные решения).

На третьем этапе анализа данных мы сопоставили результаты выполнения корректурной пробы «Кольца Ландольта» испытуемыми разного пола, а также оценили связь между возрастом испытуемых и результативностью выполнения ими компьютерной и бланковой версий теста. На этом этапе выборка составила 316 респондентов, у которых был указан пол и возраст: 284 мужчины и 32 женщины, возраст от 36 до 66 лет. Средний возраст мужчин и женщин — 40,5 и 40,8 лет, соответственно, между выборками нет статистически значимых различий по возрасту.

В таблице 3 представлены значения t-критерия Стьюдента между мужчинами по показателям Q и N компьютерной и бланковой версий методики. Анализ таблицы свидетельствует о том, что гендерные различия выявлены в показателях лишь компьютерной версии: у женщин значимо меньше просмотренных колец на первой минуте, а также больше ошибок на 2–5-й минутах. Выявленные различия мы связываем со специфичностью выборок: в выборке мужчин большинство занимает оперативные должности, что требует определенного уровня ПВК. Женщины занимают неоперативные должности, требования к ним не такие строгие. С учетом гендерной неравномерности выборки и специфичности выборки мужчин для переноса выявленных гендерных различий на генеральную совокупность требуется проведение дополнительных исследований.

В таблице 4 представлены значения коэффициента корреляции Спирмена между возрастом испытуемых и показателями Q и N бланковой и компьютерной версий методики. С учетом выявленных гендерных различий анализ проводился на выборке мужчин. Установлена обратная значимая корреляционная связь между возрастом респондентов и количеством Q просмотренных символов за каждую минуту при выполнении компьютерной версии. При прохождении бланкового варианта методики такой связи не обнаружено. В то же время выявлена значимая положительная корреляционная связь между возрастом респондента и количеством ошибок на первой минуте выполнения теста. Полученный результат свидетельствует о необходимости более внимательного отношения психолога к респондентам более старшего возраста при выполнении компьютерной версии методики: если результат низкий, рекомендуется предложить выполнить бланковую версию методики.

Установлена обратная значимая корреляционная связь между возрастом респондентов и количеством Q просмотренных символов за каждую минуту при выполнении компьютерной версии. При прохождении бланкового варианта методики такой связи не обнаружено. В то же время выявлена значимая положительная корреляционная связь между возрастом респондента и количеством ошибок на первой минуте выполнения теста. Полученный результат свидетельствует о необходимости внимательного отношения психолога к респондентам старшего возраста при выполнении компьютерной версии методики: если результат низкий, рекомендуется предложить выполнить бланковую версию методики.

Выводы

1. Компьютерная реализация методики Кольца Ландольта является измерительным инструментом, позволяющим дифференцировать испытуемых по показателям работоспособности аналогично бумажной версии методики. Проведенный корреляционный анализ соответствия одноименных показателей является доказательством конкурентной валидности компьютерной версии методики.
2. Установленный в ходе исследования факт, что результат выполнения заданий бланковой версии имеет статистически значимые различия в выборках испытуемых, получивших задания вычеркивать разные типы колец, определяет необходимость проведения  дополнительных  исследований  эквивалентности  трудности заданий в корректурных пробах (не только с кольцами Ландольта, но и с другими символами). Уверенность в идентичности трудности различных вариантов методики особенно важна при мониторинге профессионально важных качеств работника (снижение показателей может быть вызвано более трудным заданием, а не снижением характеристик работоспособности). Вариант — выработка норм для каждого типа задания корректурной пробы вне зависимости от того, какая версия — бланковая или компьютерная — используется.
3. Использование в ходе психофизиологических обследований персонала атомных станций единственного варианта корректурной пробы Кольца Ландольта (разрыв кольца на 17 часов), с одной стороны, может способствовать запоминанию расположения колец, но, с другой стороны, не вызывает вопросов об эквивалентности трудности.
4. Показано, что результат выполнения компьютерной версии хуже у женщин, а также имеет обратную связь с возрастом в выборке мужчин. По итогам анализа гендерных и возрастных особенностей выполнения бланковой версии подобные закономерности не выявлены. При низких показателях выполнения компьютерной версии корректурной пробы респондентам указанных категорий рекомендуется предложить выполнить бланковую версию методики.

В заключение отметим, что компьютерные/планшетные реализации корректурных проб могут отличаться по нюансам выполнения, что также влияет на результат: так, например, известны модификации, когда кольцо может вычеркиваться либо мышкой, либо клавишей на клавиатуре, выполненные строки в некоторых компьютерных версиях могут менять оттенок, также различными способами может производиться поминутная фиксация выполненных заданий (команда «черта» в компьютерной версии может быть реализована по-разному, что может повлиять на результат, а фиксация показателя Q по последнему отмеченному в течение данной минуты кольцу де-факто ошибочна, поскольку количество просмотренных без отметки колец могло быть существенно больше, соответственно все остальные показатели вычисляются с погрешностью). Результаты представленного исследования свидетельствуют о необходимости тщательной психометрической проверки и стандартизации каждой из применяемых компьютерных версий психодиагностических методик.

Автор выражает благодарность начальникам ЛПФО АЭС, организовавшим эпирические исследования персонала атомных станций.

¹  В оригинальной версии ГП «ИМАТОН» время выполнения — 10 минут, при проведении психофизиологических обследований на АЭС традиционно используются 5-минутные корректурные пробы.

²  Значимость попарных изменений оценивалась с помощью критерия Стьюдента для связных выборок.

Литература

1. Астапов Ю.В., Арутюнян С.И., Солодовникова В.М. Авторское свидетельство № 935075 A1 СССР, МПК A61B 5/16. Устройство для проведения корректурных проб: № 2898639: заявл. 26.03.1980: опубл. 15.06.1982. Заявитель: Войсковая часть 27177-В.
2. Мельников В.И. Информационные технологии в психологической оценке персонала организации // Информационные технологии и информационная безопасность в профессиональной деятельности: сборник научных статей. Новосибирск: Новосибирский военный институт им. И.К. Яковлева, 2022. С. 71–75.
3. Сысоев В.Н. Тест Э. Ландольта: диагностика работоспособности: методическое руководство. СПб.: Иматон, 2003.
4. Benjamins J.S., Dalmaijer E.S., Ten Brink A., Teuni S., Nijboer T., Stigchel S. Multi-target visual search organisation across the lifespan: cancellation task performance in a large and demographically stratified sample of healthy adults // Aging, Neuropsychology and Cognition. 2018. V. 26. P. 1–18. doi: 10.1080/13825585.2018.1521508
5. Dalmaijer E.S., Van der Stigchel S., Nijboer T. C. W. et al. CancellationTools: All-in-one software for administration and analysis of cancellation tasks // Behav. Res. 2015. V. 47. Р. 1065–1075. doi: 10.3758/s13428-014-0522-7
6. Landolt E. The introduction of the metrical system into ophthalmology. Lon-don: J. & A. Churchill, 1876.
7. Sipos L., Gere A., Kókai Z., Nyitrai Á., Kovács S., Urbin Á., Samu K., Wenzel K. Eye-Tracker Analysis of the Contrast Sensitivity of Anomalous and Normal Trichromats: A Loglinear Examination with Landolt-C Figures // Appl. Sci. 2021. V. 11. Р. 3200. doi: 10.3390/app11073200

Источник: Леонова Е.В. Бланковые и компьютерные версии методики «Кольца Ландольта»: вопросы идентичности // Психофизиологическое обеспечение профессиональной надежности персонала предприятий и организаций атомной отрасли: сборник материалов V отраслевой научно-практической конференции, посвященной 40-летию психологической службы в атомной отрасли, Сочи, 12–13 октября 2022 года. М.: ИП РАН, 2022. С. 50–61.