Стандартизация «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» (автор У.В. Ульенкова, модификация Н.Ю. Боряковой)

Контекст и актуальность. В статье представлены результаты применения и стандартизации «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» (автор У.В. Ульенкова, модификация Н.Ю. Боряковой), которая позволяет выявить качественные характеристики и недостатки компонентов формирующейся учебной деятельности. Помимо этого, методика служит целям выявления детей «группы риска» в плане возникновения образовательных трудностей, а также целям дифференциальной диагностики при разграничении сходных состояний (задержка психического развития, нарушения интеллекта). Методика модифицирована в части критериально-оценочного аппарата. Задания методики и система оценки были переведены в цифровой формат, что упрощает ее использование в работе с детьми, позволяет сократить время исследования и облегчает обработку полученных данных. Цель. Проверить модифицированный вариант методики на валидность, надежность и определить статистические нормы. Гипотеза. Модифицированный вариант методики будет соответствовать по психометрическим свойствам качественному диагностическому инструменту, будет валиден и надежен. Методы и материал. Выборка стандартизации состояла из 1701 ребенка 6—7 лет, от 72 до 95 месяцев (M = 84,79 месяца; SD = 5,76 месяца). Факторная структура опросника проверялась с помощью бифакторного анализа, надежность с помощью коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда, дифференциальная валидность с помощью критерия U Манна — Уитни, внешняя валидность с помощью коэффициента корреляции Спирмена и проведения дополнительной методики «Цветные прогрессивные матрицы Равена». Результаты. «Методика диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» в новом формате прошла процедуру стандартизации, в результате которой была определена хорошая внешняя и дифференциальная валидность, доказана высокая надежность, определены нормы развития общей способности к учению детей 6—7 лет, качественные характеристики ее мотивационного, целевого, операционального и регуляционного компонентов. Выводы. Результаты исследования позволяют говорить о том, что модифицированный вариант методики может быть использован психологами в научных и практических целях для сопровождения образовательного процесса.

Введение

На современном этапе развития отечественной системы образования особо актуальными становятся вопросы обучения и развития детей в инклюзивных образовательных условиях. В дошкольных группах и среди первоклассников оказываются дети с различными особенностями психики, с разным уровнем психического развития и готовности к освоению образовательной программы (Борякова, Бутко, 2025).

К настоящему времени в отечественной психологии сформировался теоретико-методологический подход к изучению готовности детей к школьному обучению, накоплен фонд психодиагностических методик (Венгер, 1994; Выготский, 1983; Гуткина, 2004; Нижегородцева, Шадриков, 2001; Эльконин, 1981). Авторы многих исследований делают выводы о том, что для успешного обучения в школе на первый план выступает отнюдь не запас знаний, умений и навыков, которыми обладает ребенок, а определенный уровень его эмоционально-личностного и когнитивного развития, которые и рассматриваются как психологические предпосылки к обучению в школе (Коробейников, Бабкина, 2021).

Актуальность стандартизации «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» У.В. Ульенковой (Ульенкова, Лебедева, 2002) определяется недостаточностью скрининговых методик для выявления детей «группы риска» в плане трудностей в обучении, поскольку методика позволяет проанализировать качественные характеристики и недостатки компонентов формирующейся учебной деятельности (Бабкина, Вильшанская, Пономарева, 2023). Помимо этого, методика может служить целям дифференциальной диагностики при разграничении сходных состояний (задержка психического развития, нарушение интеллекта при умственной отсталости). Таким образом, методика соответствует запросу со стороны специалистов служб, осуществляющих комплексную диагностику и разработку маршрутов психолого-педагогического сопровождения детей с ограниченными возможностями здоровья (ОВЗ) (Борякова, Бутко, 2025).

Основной задачей представляемого исследования являлась психометрическая проверка и определение статистических норм для методики У.В. Ульенковой «Методика диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» (в модификации Н.Ю. Боряковой). Результаты исследования по представленной методике могут служить основой для планирования коррекционной и образовательной работы, а также для мониторинга динамики формирования ребенка как субъекта учебной деятельности не только для педагогов-психологов, но и для педагогов — дефектологов, воспитателей и учителей.

Материалы и методы

Процедура и методы исследования

На первом этапе исследования была проведена модификация «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» У.В. Ульенковой. Автор методики исходит из того, что «формирование у 6—7-летнего ребенка общей способности к учению (усвоению знаний) находится в прямой зависимости от его становления как субъекта учебной деятельности, а потому объектом диагностики должны быть его индивидуальные особенности овладения общей структурой этой деятельности» (Ульенкова, Лебедева, 2002, с. 111). В качестве важнейших компонентов в структуре общей способности к учению у детей автором условно выделены особенности мотивации к деятельности учебного типа, способность к программированию и контролю, владение необходимыми знаниями и представлениями, практическими умениями. Критериально-ориентированный подход, обоснованный У.В. Ульенковой, позволяет получить «качественную характеристику общей способности к усвоению знаний на момент изучения и качественную характеристику внутренних условий психического развития ребенка, способствующих ее дальнейшему формированию» (Ульенкова, Лебедева, 2002, с. 108). Однако оригинальный вариант методики предполагает слишком общую характеристику и оценку уровней развития способности к учению у детей 6—7 лет. Модификация в виде детализации критериально-оценочного аппарата позволяет осуществить более тонкий и точный анализ возможностей ребенка, что служит основой для реализации индивидуально-дифференцированного подхода в процессе обучения (Борякова, 2024).

Методика включает четыре задания, объединенные в две серии. Каждый ребенок практически выполняет 4 разных по степени сложности задания, непосредственно действует со стимульным материалом.

Описание «Методики диагностики общей способности к учению детей 6-7 лет» и процедура ее применения представлены в Приложении. Система критериев качественной оценки четырех компонентов общей способности к учению (мотивационного, целевого, операционального, регуляционного) была переведена в цифровой формат — систему «Анкетолог», через которую в дальнейшем автоматически осуществлялся подсчет сырых баллов по каждому компоненту за каждое из четырех заданий.

На втором этапе данная методика применялась на выборке стандартизации (май 2024 года), оценки по компонентам за выполненные задания заносились психологами в базу данных в цифровом формате. С целью проверки внешней валидности модифицированной методики с частью детей из основной выборки проводилась дополнительная методика «Цветные прогрессивные матрицы Равена» (Мухордова, Шрейбер, 2011). Кроме этого, психологами по данным каждого ребенка заполнялась анкета, в которой указывались их основные социально-демографические характеристики и некоторые особенности здоровья.

Организация исследования осуществлялась совместно с Федерацией психологов образования России. Представителями региональных отделений ФПО России (на добровольной основе) были выбраны дошкольные и школьные образовательные организации, которые имели необходимые условия и были готовы провести модифицированную методику с детьми подготовительной группы детского сада и с обучающимися в первом классе начальной школы. С педагогами-психологами и ответственными были проведены обучающие вебинары, на которых рассматривались особенности процедуры проведения методики: предъявления диагностического материала, взаимодействия с ребенком во время обследования, фиксации детских ответов. Родителями (законными представителями) детей, принявших участие в исследовании, было подписано информированное согласие.

На третьем этапе осуществлялось формирование базы данных с первичными результатами методик и анкеты в формате Excel. Впоследствии данная база была загружена в открытый репозиторий баз данных RusPsyDATA МГППУ (Оглоблин, Федоров, 2024).

На четвертом этапе проводилась психометрическая проверка «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» с соответствующей статистической обработкой данных. Проверялась внутренняя структура методики (применялся конфирматорный факторный анализ, бифакторное моделирование с алгоритмом оценки ML), надежность (альфа Кронбаха и омега Макдональда), внешняя (коэффициент корреляции Спирмена) и дифференциальная валидность (критерий U Манна — Уитни), считались тестовые нормы (процедура процентильной нормализации) (Сорокова и др., 2024). Для статистической обработки данных применялась программа Jamovi 2.5.3.

На пятом этапе анализировались результаты и делались выводы.

Выборка

Выборка стандартизации состояла из 1701 ребенка 6—7 лет, от 72 до 95 месяцев (M = 84,79 месяца; SD = 5,76 месяца). Из них было 843 (49,6%) мальчиков и 858 (50,4%) девочек. Детей до 6 лет 11 месяцев лет было 733 (43,1%), а до 7 лет 11 месяцев 968 (56,9%) детей. Детский сад посещали 1016 (59,7%) детей, а школу 685 (40,3%). Проживали в Москве и Московской области 776 (45,8%) детей, в Самарской области 774 (45,7%) детей, в Свердловской области 142 (8,4%) ребенка, в других регионах РФ 3 (0,2%) детей. Из них в городских поселениях проживали 1565 (92,0%) детей, а в сельских 136 (8,0%). Детей из категории детей с ОВЗ было 368 (21,6%), с задержкой психического развития 76 (4,5%) детей, с нарушением речи и слуха 270 (15,9%) детей, с нарушением зрения 8 (0,5%), с нарушением опорно-двигательного аппарата 1 (0,1%) ребенок.

Результаты

Проверка внутренней структуры методики

По задумке авторов методика состояла из общей шкалы и четырех субшкал, отвечающих за измерение компонентов учебной деятельности (мотивационного, целевого, операционального, регуляционного). Поэтому первая модель, которую мы проверили, была бифакторная модель (Rodriguez, Reise, Haviland, 2016) с одним общим фактором (GENERAL), на который нагружались абсолютно все оценки четырех компонентов за четыре задания (16 оценок всего), и четырьмя некоррелирующими групповыми факторами (F1-F4), на каждый из которых нагружались оценки только соответствующих компонентов методики (далее — Модель 1).

Как видно из табл. 1, Модель 1 плохо согласуется с данными (CFI = 0,914; TLI = 0,883; RMSEA = 0,164 [0,159; 0,168]; SRMR = 0,024), три из четырех показателей не соответствуют ожиданиям. В качестве отличного согласия мы ожидали получить значения CFI > 0,95; TLI > 0,95; RMSEA < 0,06; SRMR < 0,08 (Hu, Bentler, 1999). Для того чтобы разобраться с возможными причинами, мы использовали индексы модификации модели, которые предлагали улучшить согласие модели с данными, введя в модель ковариации ошибок между оценками различных компонентов в рамках одного и того же задания.

Таблица 1 / Table 1

Статистики согласия моделей с данными

Statistics on the agreement of models with data

Учитывая то, что каждое из четырех заданий методики обладало своей спецификой, а также рекомендации индексов модификации, мы решили проверить Модель 2, дополнив Модель 1 четырьмя методическими факторами (M1-M4), каждый из которых был связан с оценками четырех компонентов, относящихся к соответствующему одному из четырех заданий методики (Z1-Z4).

Из табл. 1 видно, что у Модели 2 существенно выросли показатели CFI и TLI, превысив ожидаемое значение 0,95, снизилось значение показателя RMSEA, приблизившись к 0,06, и в два раза уменьшилось значение показателя SRMR (CFI = 0,991; TLI = 0,985; RMSEA = 0,058 [0,053; 0,063]; SRMR = 0,012). Согласно этим результатам, Модель 2 можно считать хорошо согласованной с данными. Факторные нагрузки на общий фактор GENERAL (0,865—0,933), на F1 (0,225—0,281), F2 (0,137—0,186), F3 (0,06—0,167), F4 (0,134—0,211). Все нагрузки положительные и значимые (p < 0,001).

На основе факторных нагрузок рассчитаны показатели бифакторной структуры с использованием Bifactor Indices Calculator (Dueber, 2017): ECV (общая объясненная дисперсия), ω (омега) и ωH (омега иерархическая) для общего фактора (GENERAL), для четырех групповых факторов (F1-F4) и четырех методических факторов (М1-М4) (табл. 2).

Таблица 2/ Table 2

Психометрические показатели бифакторной структуры для Модели 2

Psychometric indicators of the factor structure for Model 2

Из табл. 2 видно, что показатель ECV, отражающий долю объясненной дисперсии переменных с помощью общего фактора, округленно равен 0,896. Это означает, что общий фактор (GENERAL) объясняет 89,6% дисперсии всех оценок заданий, только 3,9% дисперсии объясняется четырьмя компонентами общей способности к учению суммарно (факторы F1-F4) и около 6,5% — методическими факторами, которые связаны со спецификой заданий (факторы M1-M4).

Показатель ωH, отражающий долю общей дисперсии переменных, связанную с общим фактором, составил 0,966, а показатели ωHS, отражающие долю специфичной дисперсии пунктов, входящих в каждую субшкалу, составили: 0,073 для мотивационного компонента (F1), 0,030 для целевого компонента (F2), 0,017 для операционального компонента (F3) и 0,037 для регуляторного компонента (F4).

Полученные показатели ECV и ωH/ωHS позволяют сделать вывод о том, что практически вся дисперсия полученных детьми оценок за задания методики объясняется общим фактором методики (GENERAL), а групповые факторы F1-F4 не дают существенно новой информации, поэтому нами принято решение оставить только одно общее измерение методики, связанное с общей шкалой оценки способности к учению у детей.

Проверка надежности методики

Надежность общей шкалы методики определялась с помощью коэффициента альфа Кронбаха, который равен 0,988, и с помощью коэффициента омега Макдональда, подсчитанного на основе бифакторной модели, равного 0,994. Данные показатели свидетельствуют об очень высокой надежности данной шкалы. Дискриминативность оценок по всем компонентам достаточно высокая 0,87—0,93.

Проверка валидности методики

Проверка внешней валидности общей шкалы «Способность к учению у детей 6-7 лет» осуществлялась с помощью подсчета коэффициента корреляции Спирмена с результатами по методике «Цветные прогрессивные матрицы Дж. Равена», измеряющей интеллектуальное развитие детей. Данная взаимосвязь оказалась значимой (r = 0,390; p < 0,001; n = 355), что говорит о внешней валидности шкалы, измеряющей способность к учению.

Дифференциальная валидность шкалы способности к учению проверялась путем сравнения результатов детей с ОВЗ и результатов выборки, не относящейся к данной категории.

Таблица 3 / Table 3

Статистики сравнения различных групп детей (n = 1701)

Comparison statistics for different groups of children (n = 1701)

Примечание: *** — p < 0,001; размер эффекта — ранговый бисериальный коэффициент корреляции.

Note: *** — p < 0,001; effect size is the rank biserial correlation.

Опираясь на результаты сравнения (табл. 3), мы можем утверждать, что данная шкала обладает дифференциальной валидностью и способна различать детей с различной способностью к учению.

Подсчет норм для общей шкалы методики

Перед подсчетом статистических норм мы проверили, можно ли их рассчитывать вместе для детей подготовительных групп детских садов и детей, обучающихся в первых классах школ; для детей 6 лет и детей 7 лет; детей мужского пола и детей женского пола. Все различия оказались значимыми (коэффициент Манна — Уитни, p < 0,001), но с очень низким размером эффекта 0,11—0,14 (ранговый бисериальный коэффициент корреляции), поэтому было принято решение считать нормы для всей выборки вместе.

В приложении приводится ключ к методике и соответствие сырых баллов стандартным баллам (станайнам) и уровню развития общей способности к учению у детей 6—7 лет.

Обсуждение результатов

В результате проведенной адаптации «Методики диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет» У.В. Ульенковой (в модификации Н.Ю. Боряковой) к ее использованию в цифровом формате можно отметить, что была проверена и доказана однофакторная внутренняя структура методики, согласно которой становится возможным подсчет итогового сырого балла по общей шкале способности к учению, проведена проверка общей шкалы методики на надежность как внутреннюю согласованность пунктов шкалы, определена очень высокая надежность данной шкалы. Проведена и доказана внешняя и дифференциальная валидность общей шкалы методики. Подсчитаны статистические нормы методики с последующей возможностью перевода сырых баллов в стандартные (станайны). При этом стоит заметить, что в силу различной сложности заданий методика позволяет хорошо дифференцировать детей с очень низким, низким, ниже среднего, средним, выше среднего и высоким уровнем сформированности способности к учению, но не может дифференцировать детей с очень высоким уровнем, соответствующим девятому станайну. Оказался интересным тот факт, что подсчет отдельных компонентов способности к учению не дает какой-то особо новой специфичной информации по отношению к баллу по общей шкале. Однако для практики работы с детьми позволяет ориентироваться на качественные характеристики основных компонентов общей способности к учению, что особенно важно при выявлении детей «группы риска».

Заключение

Вследствие вышесказанного данную методику можно использовать для измерения уровня сформированности общей способности к учению у детей 6—7 лет с нормотипичным развитием, а также у детей из категории детей с ОВЗ, нозологий, входящих в выборку стандартизации.

Рассматриваемая методика позволяет выявить качественные характеристики и недостатки компонентов формирующейся учебной деятельности у детей на этапе перехода к обучению в школе при поступлении в первый класс. Может использоваться для скрининга — выявления детей «группы риска» по возникновению трудностей в обучении.

Помимо этого, методика может служить целям дифференциальной диагностики при разграничении сходных состояний (ЗПР, нарушения интеллекта) у детей 6—7 лет и для мониторинга динамики общей способности к учению у детей с нарушениями развития в специально организованных педагогических условиях.

Перспективы исследования связаны с сопоставлением общей способности к учению и уровня развития мыслительной деятельности у детей 6—7 лет как важнейшего параметра психологической готовности к школе. Еще одно направление исследования связано с изучением общей способности к учению у детей с ОВЗ, относящихся к различным нозологическим группам (с РАС, с сенсорными нарушениями) на уровнях дошкольного и начального школьного образования.

1. Бабкина, Н.В., Вильшанская, А.Д., Пономарева, Л.М. (2023). Инструментарий для оценки значимых параметров школьной адаптации детей с задержкой психического развития на начальном этапе обучения. Консультативная психология и психотерапия, 31(4), 10—30. https://doi.org/10.17759/cpp.2023310401
   Babkina, N.V., Vilshanskaya, A.D., Ponomareva, L.M. (2023). Toolkit for Assessment of Significant Parameters of School Adaptation of Students with Learning Disabilities at the Primary School Environment. Counseling Psychology and Psychotherapy, 31(4), 10—30. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/cpp.2023310401
2. Борякова, Н.Ю. (2024). Индивидуально-дифференцированный подход в дошкольном образовании детей с задержкой психического развития. В: Современные коррекционно-развивающие технологии в системе начального общего образования обучающихся с особыми образовательными потребностями: Монография (с. 117—123). М.: Издательство МГППУ. URL: https://elibrary.ru/item.asp?edn=nuxatu (дата обращения: 30.03.2025).
   Boryakova, N.Y. (2024). Individually differentiated approach in preschool education of children with mental retardation. In: Modern correctional and developmental technologies in the system of primary general education of students with special educational needs: Monograph (pp. 117—124). Moscow: MSUPE Publishing House. (In Russ.). URL: https://elibrary.ru/item.asp?edn=nuxatu (viewed: 30.03.2025).
3. Борякова, Н.Ю., Бутко, Г.А. (2025). Опыт образования дошкольников с задержкой психического развития в контексте научной школы Ульяны Васильевны Ульенковой. Коррекционная педагогика: Теория и практика, 1(103), 4—12. https://doi.org/52252/26867222_2025_1_4
   Boryakova, N.Yu., Butko, G.A. (2025). The experience of educating preschoolers with mental retardation in the context of the scientific school of Ulyana Vasilyevna Ulenkova. Remedial Education: Theory and Practice, 1(103), 4—12. (In Russ.). https://doi.org/10.52252/26867222_2025_1_4
4. Венгер, Л.А., Марцинковская, Т.Д., Венгер, А.Л. (1994). Готов ли ваш ребенок к школе. М.: Знание.
   Venger, L.A., Martsinkovskaya, T.D., Venger, A.L. (1994). Is your child ready for school. Moscow: Znanie (In Russ.).
5. Выготский, Л.С. (1983). Собрание сочинений: В 6 т.: Том 3. Проблемы культурного развития ребенка. М.: Педагогика.
   Vygotsky, L.S. (1983). Collected Works: In 6 vols.: Vol. 3. Problems of cultural development of a child. Moscow: Pedagogika Publ. (In Russ.).
6. Гуткина, Н.И. (2004). Психологическая готовность к школе (4-е изд., перераб. и дополн.). СПб: Питер.
   Gutkina, N.I. (2004). Psychological readiness for school (4th rev. and suppl. ed.). Saint Petersburg: Piter Publ. (In Russ.).
7. Коробейников, И.А., Бабкина, Н.В. (2021). Ребенок с ограниченными возможностями здоровья: прогнозирование психосоциального развития в современной образовательной среде. Клиническая и специальная психология, 10(2), 239—252. https://doi.org/17759/cpse.2021100213
   Korobeynikov, I.A., Babkina, N.V. (2021). Students with Special Needs and Disabilities: Predicting the Psychosocial Development in a Modern Educational Environment. Clinical Psychology and Special Education, 10(2), 239—252. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/cpse.2021100213
8. Мухордова, О.Е., Шрейбер, Т.В. (Ред.). (2011). Прогрессивные матрицы Равена: Методические рекомендации. Ижевск: Издательство «Удмуртский университет».
   Mukhordova, O.E., Shreiber, T.V. (Eds.). (2011). Raven's progressive matrices: Methodological recommendations. Izhevsk: Udmurtskii universitet Publishing House. (In Russ.).
9. Нижегородцева, Н.В., Шадриков, В.Д. (2001). Психолого-педагогическая готовность ребенка к школе. М.: Владос.
   Nizhegorodtseva, N.V., Shadrikov, V.D. (2001). Psychological and pedagogical readiness of a child for school. Moscow: Vlados (In Russ.).
10. Оглоблин, А.А., Федоров, В.В. (2024). Методика диагностики общей способности к учению у детей 6-7 лет (автор У.В. Ульенкова, модификация Н.Ю. Боряковой): Набор данных. RusPsyData: Репозиторий психологических исследований и инструментов. М. URL: https://doi.org/10.48612/MSUPE/b828-fmf4-8ppk (дата обращения: 30.03.2025).
    Ogloblin, A.A., Fedorov, V.V. (2024). Methodology for the diagnosis of general learning ability in children aged 6-7 (author U.V. Ulenkova, modified by N.Y. Boryakova): Data set. RusPsyData: Psychological Research Data and Tools Repository. Moscow. (In Russ.). URL: https://doi.org/10.48612/MSUPE/b828-fmf4-8ppk (viewed: 30.03.2025).
11. Сорокова, М.Г., Карданова, Е.Ю., Радчикова, Н.П., Федоров, В.В. (2024). Руководство по стандартизации психодиагностического инструментария: требования и оценка качества: Учебное пособие (М.Г. Сорокова, ред.). М.: ФГБОУ ВО МГППУ. URL: https://psyjournals.ru/nonserialpublications/gspi2024/gspi2024.pdf (дата обращения: 30.03.2025).
    Sorokova, M.G., Kardanova, E.Y., Radchikova, N.P, Fedorov, V.V. (2024). Guidelines for standardization of psychodiagnostic tools: requirements and quality assessment: A textbook. (M.G. Sorokova, ed.). Moscow: MSUPE Publishing House. (In Russ.). URL: https://psyjournals.ru/nonserialpublications/gspi2024/gspi2024.pdf (viewed: 30.03.2025).
12. Ульенкова, У.В., Лебедева, О.В. (2002). Организация и содержание специальной помощи детям с проблемами в развитии. М.: Академия.
    Ulyenkova, U.V., Lebedeva, O.V. (2002). Organization and content of special assistance to children with developmental problems. Moscow: Academy Publ. (In Russ.).
13. Эльконин, Д.Б. (1981). Некоторые вопросы диагностики психического развития детей. В: Д.Б. Эльконин, А.Л. Венгер (ред.), Диагностика учебной деятельности и интеллектуального развития детей (с. 3—13). М.: НИИОП АПН СССР.
    Elkonin, D.B. (1981). Some issues of diagnostics of children's mental development. In: D.B. Elkonin, A.L. Venger (Eds.), Diagnostics of educational activity and intellectual development of children ( 3—13). Moscow: NIIOP APN SSSR Publ. (In Russ.).
14. Dueber, D.M. (2017). Bifactor Indices Calculator: A Microsoft Excel-based tool to calculate various indices relevant to bifactor CFA models. https://doi.org/10.13023/edp.tool.01
15. Hu, L., Bentler, P.M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling. 6(1), 1—55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
16. Rodriguez, A., Reise, S.P., Haviland, M.G. (2016). Evaluating Bifactor Models: Calculating and Interpreting Statistical Indices. Psychological Methods. 21(2). 137—150. https://doi.org/10.1037/met0000045