Eksperimental

mashg’ulotlarining kalendar tematik rejasi.

№	Laboratoriya mashg’uloti mazmuni	Soat
	1-модул. Экспериментал психология ва психологик tadqiqod методлари
1.	Психологик тадкикот методлари классификацияси.	2
2.	Психологияда эксперимент методи.	2
3.	Шахсни урганишнинг биографик методи.	2
4.	Шахсни йуналганлигини урганиш.	2
5.	Касбий кизикиш ва лаёкатни экспериментал урганиш.	2
	2-модул. Ички регуляция	2
6.	Эхтиёж фаолликни юзага келтирувчи туртки сифатида ва эхтиёж урганиш методлари.	2
7.	Мотивация ва мотивларни урганиш методлари.	2
8.	Шахснинг эмоционал жабхаси урганиш методлари.	2
9.	Иродавий хусусиятларни урганиш методлари.	2
10.	Ирода бузилиши. Иродасизлик хулк-атвори.	2
	3-модул. Сезги ва иДрок	2
11.	Психологик улчов.	2
12.	Куриш сезгиси ва идроки ва унинг урганиш методлари.	2
13.	Перцептив тимсолларнинг ташкил топиши: урганиш методлари.	2
14.	Хиссиёт ва идрок: урганиш методлари.	2
15.	Рангларни идрок килиш: урганиш методлари.	2
16.	Идрокнинг мураккаб шакллари ва уларнинг урганиш методлари.	2
	4-моДул. Д икка т ва хотира	2
17.	Диккат концентрациясини экспериментал урганиш.	2
18.	Диккатнинг баркарорлигини урганиш.	2
19.	Диккатнинг кучувчанлиги ва таксимланишини урганиш.	2
20.	Киска муддатли хотиранинг хажмини урганиш.	2
21.	Оператив хотирани урганиш.	2
22.	Суз-мантикий ва образли хотирани урганиш методикаси.	2
	5-модул. Тафаккур ва нутк	2

23.	Овоз чикариб мулохаза юритиш методи ва масалаларни ечиш жараёни	2
24.	Тафаккурни экспериментал усуллар ёрдамида тадкик этиш.	2
25.	Тафаккурни урганишда назарий-ахборотли ёндашув.	2
26.	Тафаккурнинг тахлилийлиги ва рефлексивлигини урганиш.	2
27.	Нуткни экспериментал урганиш методлари.	2
28.	Семантик дифференциал методи буйича нутк бирликлари семантивасини урганиш.	2
29.	Tasavvurni eksperimental o’rganish.	2
30.	Asab tizimi xossalarini psixomotor ko’rsatkichlar asosida o’rganish	2
	Jami	60

LABORATORIYA ISHI № 1
Mavzu: Психологик тадкикот методлари классификацияси.
Eksperimental tadqiqot natijalarini ma’lum bir statistik metodlar orqali tavsiflanishi mumkin. Har bir holatda qaysi statistik metoddan foydalanish qo’llaniladigan o’lchov shkalasi tipiga bog’liq bo’ladi.
Birinchi navbatda natijalarni taqsimlash tushunchasi mohiyatini ochib berish kerak. Tasavvur qiling: juda ko’p tekshiriluvchilarga 20 ta vazifani yechish topshirilgan. Natijalar “yechdi”, “yechmadi” tarzida ajratiladi. Tekshiriluvchidan faqat ayrimlarigina 20 ta vazifaning hammasini yechishsa, ayrimlari esa 1 ta ham yecha olmaydilar. Natijalarni tahlil qilish avvalo 1 ta vazifa yechganlarni, keyin 2 ta, so’ngra 3 ta va hokazo ajratishdan boshlanadi.
Vazifani to’g’ri yechgan kishilar sonini bildiruvchi hajm chastota deb ataladi va /bilan belgilanadi. Olingan chastotalar yig’indisi dastlabki natijalarni taqsimlanishini tashkil etadi. (bizning misolimizda vazifani to’g’ri yechgan kishilar soni).
Eksperimental tadqiqotlarda tanlanma tushunchasi ham qo’llaniladi. Tanlanma eksperimentda qayd etilgan o’zgaruvchilar hajmini bildirib, N bilan belgilanadi.
Agar 10 kishiga 15 tadan topshiriq berilgan bo’lsa, u holda N = 10 x 15 = 150 bo’ladi.
Quyidagi misol bilan tanishib chiqaylik. Bir xil yoshda bo’lgan 1000 ta o’smirlar (500 ta o’g’il bolalar, 500 ta qiz bolalar) bilan qaysi janrdagi adabiy asarlarni sevib o’qishlarini aniqlash maqsadida so’rovnoma o’tkazilgan. Ular faqat bittadan janrni tanlashi kerak. Natijalar quyidagicha hisoblanadi va jadval shaklida ifodalanadi. O’smirlar tomonidan asar janrini tanlash chastotasi (f).

Asar janri	O’g’il bolalar	Qizlar	Barcha tanlanmalar
A	104	59	163
B	37	50	87
C	87	179	266
D	19	27	46
E	41	3	44
F	8	29	37
G	20	11	31
H	145	82	227
J	12	16	28
K	27	44	71
f	500	500	1000

Tanlash chastotasining % da ifodalanishi.

Asar janri	O’g’il bolalar		Qizlar		Barcha tanlanma
	AbsolYut	%	AbsolYut	%	AbsolYut	%
A	104	20,8	59	11,8	163	16,3
B	37	7,4	50	10,0	87	8,7
C	87	17,4	179	35,0	266	26,6
D	19	3,8	27	5,4	46	4,6
E	41	8,2	3	0,6	44	4,4
F	8	1,6	29	5,8	37	3,7
G	20	4,0	11	2,2	31	3,1
H	145	29,0	82	16,4	222	22,2
J	12	2,4	16	3,2	28	2,8
K	27	5,4	44	8,8	71	7,1
F	500	100,0	500	100,0	1000	100,1

Ko’pincha birlamchi natijalarni jadval bilan bir vaqtda grafik shaklida ham aks ettiriladi:

□ O'g'il
□ Qiz
□ Jami
Bu ustunsimon diagramma deb ataladi. Xuddi shu natijalarni gistogramma shaklida ham ifodalash mumkin.
Gistogramma tuzishda x o’zgaruvchi nol bo’lishi mumkin. Shuning uchun dastlabki natijalarni guruhlarga ajratish talab qilinadi. Guruhlashtirish deganda, x o’zgaruvchining bir nechta qiymatini 1 ta umumiy razryadga birlashtirish tushuniladi. Guruhlashtirish faqat eksperimental ma’lumotlar juda ko’p bo’lganda qo’llaniladi. Guruhlashtirishni tushuntirish uchun misolga murojaat qilaylik. Bizga shunday sonlar qatori berilgan: (psixologik testni to’g’ri yechgan kishilar soni).

25	33	35	37	55	27	40	33	39	29
34	29	44	36	22	51	29	21	28	29
33	42	15	36	41	20	25	38	47	32
15	27	27	33	46	10	16	34	18	14
46	21	19	26	19	17	24	21	27	16

Bu ko’rsatkichlarni guruhlashtirish uchun unda eng maksimal (55) va minimal (10) qiymatini topib, ular o’rtasidagi taqsimlash ko’lamini topamiz, (55-10=45) 10 tadan kam
bo’lmagan sonlar guruhini tashkil qilish uchun bizning misolimizda, sinflar ko’lami 5 tadan kam bo’lmasligi kerak. Bu guruhlashtirish quyidagicha ko’rinishga ega:

Guruhlashtiris h sinfi	Sinf chegarasi	Sinflarning aniq chegarasi	Sinfning markazi	Dastlabki taqsimlash	Uchrash chastotasi
10	55-59	54,5-59,5	57	1	1
9	50-54	49,5-54,5	52	1	1
8	45-49	44,5-49,5	47	111	3
7	40-44	39,5-44,5	42	1111	4
6	35-39	34,5-39,5	37	111111	6
5	30-34	29,5-34,5	32	1111111	7
4	25-29	24,5-29,5	27	1111111111	12
3	20-24	19,5-24,5	22	11111	6
2	15-19	14,5-19,5	17	1111111	8
1	10-14	9,5-14,5	12	11	2
						f = 50

Psixologik tadqiqot natijalarini tahlil qilishda ko’pincha o’rtacha arifmetik qiymat (M) va mediana (Me) dan foydalaniladi. Dastlabki natijalar uncha ko’p bo’lmaganda guruhlashtirish talab etilmasa, ularning o’rtacha arifmetik qiymati quyidagicha aniqlanadi: dastlabki qiymat (x) lar yig’indisi dastlabki berilganlar (N) yig’indisiga bo’linadi.
E x
M = ^-
N





Misol uchun:

57 + 52+141+168+222+224+324+132+136+24
50

1480
50

= 29,60


М = 29,60.
Markaziy an’analar o’lchovining ikkinchi o’lchovi mediana deb atalib, u o’lchov shkalasining shunday nuqtasi, undan Yuqorida ham, pastda ham kuzatishlarning teng yarmi joylashgan bo’ladi. Bundan ko’rinib turibdiki, mediana o’lchov shkalasidagi nuqta, u alohida o’lchov ham, kuzatish ham emas. Yuqoridagi jadvalga asosan medianani hisoblab topamiz:
N

1. 
   Berilganlar ichidan kuzatishlarning yarmini topamiz —
   

50 : 2 = 25.

2. 
   Guruhlashtirishning eng minimal sinfidan boshlab chastotalar yig’indisini hisoblaymiz. Bu hisob bizda o’rtacha arifmetik qiymat joylashgan guruhgacha amalga oshiriladi. 2 + 8 + 6 + 12 = 28. Bundan ko’rinib turibdiki, mediana 4-guruhga joylashgan, uning chegarasi 24,5 - 29,5.
   
3. 
   Medianani topish uchun u mavjud bo’lgan sinfgacha kuzatishlar sonini aniqlaymiz. Oldingi uchta guruhdagi chastota 16 ga teng. Ya’ni mediana mavjud sinfdan ungacha yana 9 kerak (25-16=9).
   
4. 
   Mediananing aniq joyini topish uchun uning shkaladagi oraliq (interval) qismini hisoblaymiz. Agar bunda 12 ta kuzatish bo’lsa, u holda 9/12 х 5 = 3,75.
   
5. 
   Olingan natijani mediana joylashgan guruhlashtirilgan sinfning eng kichik chegarasiga qo’shamiz.
   

24,5+3,75=28,25 Ме = 28,25.
Medianani topish uchun quyidagi formula ham mavjud:
W 2 2 NFb •
M е = l + 2 i
^fP
Fb- guruhlashtirilgan sinfning quyi aniq chegarasi.
l - pastdagi sinflar chastotasi yig’indisi.
fp - mediana joylashgan sinfdagi chastotalar yig’indisi.
N - kuzatishlar soni.
i - guruhlashtirilgan sinflar kengligi.
Ko’rinib turibdiki, mediana o’rtacha arifmetik qiymatga teng emas.
29,60 ф 28,25.
Natijalarning o’zgaruvchanligini topish, uning o’rtacha arifmetik qiymatdan qanday darajada taqsimlanganligini bilish uchun, interval va munosabat shkalalari uchun o’rtacha kvadratik chetlanish (6) dan foydalaniladi. Guruhlashtirilmagan ma’lumotlar uchun standart chetlashish «S» hisoblanadi. Ko’pincha amaliyotda standart chetlashish (S) - o’rtacha kvadratik chetlashish (6) ning sinonimi sifatida qo’llaniladi.
Uni quyidagicha topamiz:

1. 
   O’rtacha arifmetik qiymat M ni topamiz.
   
2. 
   Har bir o’lchash natijasining (x) o’rtacha arifmetik qiymatdan qanday chetlashganini, (x)ni topamiz x = X - M.
   
3. 
   Olingan natijani kvadratga ko’taramiz: x²
   
4. 
   Barcha natijalarning yig’indisini topamiz E х 2.
   
5. 
   Chetlanishlar kvadratlari yig’indisini umumiy kuzatishlar soniga bo’linadi va dispersiya hosil qilinadi.
   

d = *2
N

6. 
   Dispersiyadan kvadrat ildiz chiqarib, standart chetlashish yoki o’rtacha kvadratik chetlanishni topamiz.
   

S = Dd уоки 3 = Dd
Guruhlashtirilgan ma’lumotlar uchun dispersiya quyidagicha aniqlandi:
^ S f - (xi - M)²
N
bu yerda f - guruhlashtirilgan sinflar chastotasi. X i - guruhlashtirilgan sinf markazi. M-o’rtacha arifmetik qiymat, N-kuzatish soni.
Korrelyasiya koeffisiyenti ikkita o’zgaruvchi o’rtasida o’zaro bog’liqlik va uning qay darajada yaqinligini aniqlash kerak bo’lganda foydalaniladi.
Korrelyasiya koeffisiyenti Q1 va-1 oralig’ida bo’lib, u taqqoslanayotgan ikkita o’zgaruvchi o’rtasidagi o’zaro aloqani aks ettiradi. Agar natija 0 bo’lsa, o’zaro aloqa mavjud bo’lmaydi. Korrelyasiya koeffisiyenti birga yaqin bo’lsa bu aloqaning qalinligidan dalolat beradi.
Tartib shkalasi bo’yicha solishtirilganda Ch. Spirman bo’yicha (p) interval qiymati uchun K. Pirson (r) bo’yicha korrelyasiya koeffisiyenti hisoblandi.
Masalan: X va U so’rovnomalari bo’yicha 15 ta tekshiriluvchidan savollarga “ha” yoki “yo’q” degan javoblar olingan. (N=15). Natijalar X va U so’rovnomalariga “ha” deb bergan javoblarining yig’indisiga qarab ajratilgan. Har ikki so’rovnoma natijalari o’rtasidagi o’zaro aloqani aniqlash maqsadida korrellyasiya koeffisiyenti hisoblanadi: Spirmanning tartib korrellyasiya koeffisiyenti (r) quyidagi formula bilan hisoblanadi.
_p=1 _- ⁶⁵d^d.
N (N2-1)
bu yerda N - solishtirilayotgan juft ikkita o’zgaruvchi qiymat soni, d² - ushbu qiymatlar o’rtasidagi farqlar (rang) tartib raqami kvadrati.
Bu hisobni amalga oshirish uchun birlamchi natijalarni jadvalga joylashtirish kerak. 1- ustunga tekshiriluvchining tartib raqami, 2-3 ustunlarga x va y metodikalar bo’yicha to’plangan ballar, 4-ustunga Rx - x so’rovnomasi bo’yicha to’plangan ballariga ko’ra ranjirovka amalga
oshiriladi. Eng ko’p ball to’plagan 1-rang, undan keyingisi - 2, va hokazo. Agar ikkita tekshiriluvchining bali teng bo’lsa, u holda har ikkisini raqamining o’rtachasi yoziladi, ya’ni 12,13-rang o’rniga 12,5 deb olinadi. 5-ustunga R u - shunday tartibda yoziladi.
6-ustunga x va y lar ranjirovkasi orasidagi farq - d=Rx-Ry joylashtirib chiqiladi.
7-ustunga - d² - x va y juftlari ranglari - ayirmasining kvadrati yoziladi. Natijalarning yig’indisi E d² oxirgi qatorga yozib qo’yiladi. Ch. Spirman bo’yicha korrellyasiya koeffisiyentini hisoblash uchun birlamchi natijalar jadvali:

№	Х	У	Rx	Ry	d	d ^2
1	47	75	11.0	8.0	3.0	9.00
2	71	79	4.0	6.0	-2.0	4.00
3	52	85	9.0	5.0	4.0	16.00
4	48	50	10.0	14.0	-4.0	16.00
5	35	49	14.5	15.0	-0.5	0.25
6	35	59	14.5	12.0	2.5	6.25
7	41	75	12.5	8.0	4.5	20.25
8	82	91	1.0	3.0	-2.0	4.00
9	72	102	3.0	1.0	2.0	4.00
10	56	87	7.0	4.0	3.0	9.00
11	59	70	6.0	19.0	-4.0	16.00
12	73	92	2.0	2.0	0.0	0.00
13	60	54	5.0	13.0	-8.0	64.00
14	55	75	8.0	8.0	0.0	0.00
15	41	68	12.5	11.0	1.5	2.25
E d ^2 = 171,00 тл 6 6E d^2 6 6-171 1 1026 , n„ne P = 1 —j—= 1 = 1 —j—= ч = 1 = 1 0,305 = 0,695 N(N^2 -1) 15(152 -1) 3360

shunday qilib, har ikki so’rovnoma orqali olingan ma’lumotlar bir-biri bilan bog’liq, lekin ular aynan bir xil emas, ya’ni o’xshash bo’lmagan alohida shaxs xususiyatlarini o’rganishga xizmat qiladi.
K.Pirson formulasi bo’yicha korrellyasiya koeffisiyenti quyidagicha aniqlanadi:
Ex - y
Г, =
xy NS_X6_V
х У
bu yerda x -X birlamchi natijaning Mx o’rtacha qiymatdan chetlashish xajmi, y-Y-My o’rtacha arifmetik qiymatdan chetlashish, Eху - x va y chetlashishlarining algebraik yig’indisi, N- taqqoslanayotgan dastlabki natijalar juftliklari tanlanma hajmi, ^S_x ^{— x} natijalar uchun o’rtacha




kvadratik chetlanish,

sy - y

natijalar uchun o’rtacha kvadratik chetlanish.


Misol, x o’zgaruvchi - tizza refleksini “bo’shashtiring “ degan buyruqdan keyingi santimetrdagi o’lchovli natijalari, Y-o’zgaruvchi - mushaklarni «buking» degan ko’rsatmadan keyingi natijalar. Bunda tizza reflekslari o’zaro bog’liqlikka ega emas, degan farazni isbotlash kerak.
Pirson bo’yicha korrellyasiya koeffisiyenti (r) ni hisoblash:

№	Х	У	x	у	x^2	y^2	x^.y
1	10	7	+2,5	-1	6,25	1	-2,5
2	8	9	+0,5	+1	0,5	1	+0,5

3	6	11	+1,5	+3	2,25	9	-4,5
4	6	3	-1,5	-5	2,25	25	+7,5
5	13	11	+5,5	+3	30,25	9	+16,5
6	5	7	-1,5	-1	6,25	1	+2,5
7	12	14	+4,5	+6	20,25	36	+27,0
8	10	11	+2,5	+3	6,25	9	+7,5
9	3	6	-4,5	-2	0,5	4	+9,0
10	2	1	-5,5	-7	30,25	49	+38,5
S:	75	80	0,0	0,0	124,50	144	102,0
М:	7,5	8,0

shunday qilib:



102.0
133.78

= 0,76
Sx • y 102.0
=. = — =
xy N8_xdy 10 • 3.53 • 3.79
bu hisobni bosqichma-bosqich quyidagicha amalga oshiriladi: 1.



My = ^{S 6}y
N

ва

bizning misolimizda Mx = 7,5My=8,0.

2. 
   x va y ni topish uchun X va Y dan Mx va My ni ayriladi.
   

Masalan. 10 - 7,5 = + 2,5 yoki 7 - 8 = - 1 (4 va 5 ustun)

2. 
   x va y ni kvadratga ko’tarib 5 va 6 ustunga yoziladi.
   
3. 
   6 va 6у o’rtacha kvadratik chetlanishni formula bo’yicha hisoblanadi.
   

D=

124.50
10

= 12.45

6 = V12.45 = 3.53

6у = 3,79

• 
  таълимий;
  
• 
  тестлар.
  

Психологияда экспериментнинг 2 тури: лаборатория ва табиий турлари мавжуд булиб, улар 1912 йил А.Ф.Лазурский томонидан таклиф этилган.
Лаборатория экспериментини махсус жихозланган лабораторияларда, табиийси эса, оддий табиий шароитларда утказилади.
Лекин уларнинг фарки факатгина утказишда эмас, балки лаборатория экспериментининг энг асосий кийинчилиги у ёки бу нуксонни йукотишга каратилган булади. Хар кандай лаборатория эксперименти сунъийдир, чунки унда тадкикот иштирокчиларининг фаолияти тадкикотчи яратган мухит ёки шароитда кечади. Бу ерда хеч кандай замонавий такомиллашган экспериментал лаборатория хам принципиал ахамиятга эга булмай колади. Инсон доимо биладики, бу эксперимент, яъни хакикий иш эмас ва хар кайси шароит ёки вактда иштирокчининг талабига кура тухтатилиши шарт ва мумкин. Бу вактда тадкикотчи мухим булган бо\ланишлар, конуниятларни аниклашга кийналиб колади.
Эксперимент доимо маълум даражада мавхумдир, чунки тадкик килинаётган жараён катъий сунъийлашган шароитлар тизимида руй беради. Лаборатория шароитида хулоса ва тавсияларни реал амалиётга кучириш кийинлиги бундан куриниб турибди.
Ушбу методологик муаммони хал килиш максадида Б.М.Теплов бошчилигидаги дифференциал психофизиология мактаби уз хиссасини куша олди. Эксперимент усули билан олинган натижаларни бошка методикалар ёрдамида хам текшириб куриш кераклигини тан олиш керак булади. Яъни, буни хал килишда алохида анализ аппарати (факторли ёки дисперсияли тахлил) зарур булади.
Сунгра "хаётий курсаткичлар" тизимини ишлаб чикариш мухимлиги масаласи куйилади. Яъни, текширувчининг психологик хусусияти экспериментда ва реал фаолиятида кандайлиги илмий талкини берилиши керак. Хаётий курсаткичларни жамланган холда киёслаб куриш керак. Шунингдек бу жараёнларнинг ички томонларини хам билиш керак, чунки унинг натижавий ифодаси бизга оз маълумот беради. Инсоннинг хулки унинг асаб системасининг купгина хусусиятларига бо\ликдир, яъни хаётий курсаткичлар бир хил эмас, доимий хам эмас, колаверса, нормал шароитларда улар факатгина асаб системасининг махсули эмас, балки хаётий шароитларга каратилгандир, чунки уларнинг таъсирида карор топган булади.
Табиий эксперимент - эса кайд этилган камчиликни бартараф этишга ёрдам беради, чунки у лаборатория эксперименти ва кузатиш методи орасида "жойлашгандир".
Лаборатория - табиий - кузатиш.
Табиий экспериментда текширилувчининг фаолияти табиий холатларда (шароитлари, вазифалари, бажарилиши) урганилиб, эксперимент таъсирида эса факатгина ташки шароитлар урганилади, холос. Яъни ташки шароитлар узининг табиий тартибида эмас, балки тадкикотчи хохлаганидек узгартирилади.
Таълимий экспериментда хам узига хос равишда кизикарли ривожланишга эгадир. У психологик тадкикотнинг холати мохиятан генетик принципни жорий этилишига сабаб булади. Таълимий экспериментда тадкикотчининг позицияси мохиятан узгариб туради. Позициянинг кучиши мавжуд факт ва конуниятларга содда психологик таъриф беришдан бошлаб, зарур булган психик жараёнларни режа асосида ривожланишидан иборат. Урганилаётган ходиса экспериментатор томонидан яратилади ва четдан унинг келиб чикиши ва ривожланиши кузатилади. Тадкикотчи янги пайдо булган психологик ходисанинг хоссаларини кандай булиш кераклигини билиши ва шунга караб харакат килиши керак. Шунга кура ташкаридан экспериментал шарт-шароитлар аник тизимда ташкил этилади ва ташки куринишга эга булган жараён ички психологик жараёнга боскичма-боскич равишда утиши (интериоризация) таъминланади. Жараён ичкига утгандан сунг бошка курсатгичлар тизими буйича урганилади.
Таълимий экспериментга карама-карши булган бир усули борки, у тестлар методи деб аталади. Агар хар кандай эксперимент узининг методик жихатидан йуналганлигига кура конуниятларни урганишга каратилган булса, айнан хозирги кузатилаётган жараённи улчаб ёки синаб курилишидир. Тест ёрдамида психологик жараённинг улчови ёки бахоси бериладики, шунга кура кейинги тадкикотлар учун йуналишлар белгиланади. Демак, тестдан олинган натижа истикбол учун замин, лекин улчов натижаси айнан хозирги шароитда ту\рилиги билан исботланиб туради.
Тестнинг ахамияти шундан иборат буладики, у психология фанининг инкор этиб булмас катта юту\и булди. Чунки узининг киска стандартлашган ва математик тахлилга каратилган методикалари билан одамлар орасида, ёки одамнинг уз-узига муносабатига тартиблилик ва илмийликни киритди. Бу билан стихияли равишдаги субъективизм ва кундалик инкорлаш хукмларидан одамларни халос этади. Лекин тестни тузувчи тадкикотчидан юкори касбий махоратни ва юкори ахлокий жавобгарликни талаб этади. Чунки капиталистик тузилишдаги давлатларда тестларнинг амалиётда кулланилиши шуни курсатмокдаки, бунда одамларнинг синфий ва иркий тенгсизлигини гуёки оклаб чикишяпти. Агар тестлар кам малакали ва махоратга эга булмаган мутахассислар томонидан кулланилса, текширилувчиларнинг экспериментда ва амалиётдаги фаолиятини улчаш ва солиштириш кийин булади.