Соционический форум SOCIOCLUB.ORG

Некоторое время назад пришел к выводу, что прямой переход от аспектов к дихотомиям слишком часто приводит к ошибкам из-за примерно равной выраженности базовой и творческой.
В итоге я пришел к выводу, что наилучшим подходом будет выявление двух четырехполярных признаков, которые были бы ортогональны. Наиболее простым и очевидным сочетанием является сочетание квадра + ревизионное кольцо (к тому же эти признаки типировщику легко контролировать качественно).
Методика определения квадры уже описывалась в теме "Вероятностная модель соционики" и показала себя довольно надежно работающей (единственные два недостоверных результата — это Funtik и GreenMus, но там ошибки лежат в области оценивания ответов, либо в специфике заполнения анкеты).
С подсчетом принадлежности кольцу ревизии ситуация обстояла несколько сложнее. Хотя на первый взгляд, самым простым решением кажется вычесть базовую из болевой и просуммировать четыре таких разности, но в этом случае получается, что по двум кольцам (например, по :БЛ: — :ЧС: — :БЭ: — :ЧИ: — :БЛ: или по :ЧИ: — :БЭ: — :ЧС: — :БЛ: — :ЧИ:) сумма будет всегда одинаковой.
Решить эту проблему удалось, поставив квадральный коэффициент (так как квадры можно получить до ревизных колец) перед каждой разностью:
alpha*(N(L)-N(F))+beta*(N(F)-N®)+gamma*(N®-N(I))+delta*(N(I)-N(L)) — для I ревизного кольца (Робеспьер, Жуков, Драйзер, Гексли)
alpha*(N(I)-N®)+beta*(N(L)-N(I))+gamma*(N(F)-N(L))+delta*(N®-N(F)) — для II ревизного кольца (Дон-Кихот, Максим Горький, Наполеон, Достоевский)

В дальнейшем я пришел к выводу, что для получения полноценных вероятностей лучше заменить разность на отношение базовой к сумме базовой и болевой:
alpha*N(L)/(N(L)+N(F))+beta*N(F)/N(F)+N®+gamma*N®/(N®+N(I))+delta*N(I)/(N(I)+N(L)) — для I ревизного кольца (Робеспьер, Жуков, Драйзер, Гексли).
В итоге мы получим такую величину как вероятность соответствия определенному ревизному кольцу.

Кроме этого, если подставить все потенциально возможные сочетания базовая+болевая для каждой квадры в соотношение вида P(квадра)*N(базовая)/(N(базовая)+N(болевая), то получим матрицу размерностью 4x4 (4 квадры * 4 возможных сочетания болевая/базовая в данной квадре), каждое из чисел в которой будет показывать вероятность соответствия данному ТИМу (возможно, их потребуется также поделить на коэффициент 2 или 4). Наибольшее число будет соответстовать тому ТИМу, который будет объявлен итоговым. (Важно отметить, что тут квадральные вероятности должны быть унарными, т.е. в диапаозне от [0;1].)

Переход от этих вероятностей к векторному представлению ТИМа типируемого будет осуществляться следующим образом: вектор каждого идеального ТИМа домножается на соответствующую вероятность, после чего все вектора складываются. В том случае, если получившийся вектор не соответствует хотя бы по одной из дихотомий тому ТИМу, который имеет максимальную вероятность, достовреность типирования подвергается сомнению.

Аналогичный метод применим и для любых других ортогональных пар четырех полюсных признаков. (Сходимость при использовании различых пар признаков в дальнейшем можно будет использовать как критерий достоверности типирования.)

В ближайшее время выложу пробные расчеты по этому методу.

Только что осознал, что моя самая крупная ошибка заключалась в том, что я рассматривал соотношения между аспектами как случайные величины с равномерным распределением, тогда как вероятность принадлежности к квадре на основе соотношения аспектов — величина нелинейная.

Разработка подходит к завершению (правда, из двух координатной модель превратилась в четырехкоординатную, т.к. оказалось, что представление четырехполярных признаков в виде произведения двух биполярных все же удобнее).
Кто-нибудь может сказать, можно ли как-то выразить признаки "Позитивист/Негативист" или "Процессёр/Результатёр" через аспекты без явной проверки квадральной принадлежности?