Сделай Сам Свою Работу на 5

Некоторые методы измерения

В предыдущем параграфе мы рассмотрели простейшие приемы-построения шкал измерения — шкал оценок и шкал установок. Числа, полученные в результате применения этих шкал, в одних случаях могут служить непосредственной оценкой измеряемого ка­чества, а в других — основой для дальнейшей математической обра­ботки и построения производной шкалы. Так, результаты вышепри-

2 Rokeach M. The Nature of Human Values. N. Y., 1973.

5 См.: Шкалирование при сборе и анализе социологической информации. М.„ 1978, с. 46-47.

веденного- примера о попарном сравнении объектов могут быть прямо использованы п интерпретированы. Существует достаточно развитый математический аппарат, позволяющий на основе такого рода наблюдений приписать объектам (и/или субъекту измерения) числовые оценки по интервальной шкале. Кроме того, вышеназван-Таблица 23. Результаты опроса методом парных сравнений (л*у)

Ценности A, A, A, A. A,
*i 0,61 0,82 0,89 0,95
At 0,39 0,51 0,60 0,69
A3 0,18 0,49 0,68 0,73
At 0,11 0,40 0,32 0,82
Ab 0,05 0,31 0,27 0,18

Ценности А, А, А, А, А,

Ах - 0,61 0,82 0,89 0,95

Аг 0,39 — 0,51 0,60 ft,69

Аа 0,18 0,49 — 0,68 0,73

At 0,11 0,40 0,32 — 0,82

Аь 0,05 0,31 0,27 0,18 -

ные приемы измерения могут использоваться как основа для пост­роения более сложных шкал. Некоторые методы построения такого рода шкал представлены в этом разделе главы.

Построение шкал методом экспертных оценок. Один из наиболее известных методов построения шкал в социологии основан на обра­ботке субъективных суждений экспертов (судей). Измерение в этом случае разбивается на два этапа: построение шкалы, т. е. построе­ние шкальных весов признаков, и оценивание респондентов по этим шкалам.

Существует несколько методов определения шкальных весов, признаков. Остановимся на двух основных.

Метод парных сравнений. Предположим, что строится шкала для выяспения отношения к таким социальным ценностям, как «хоро­шие друзья», «здоровье», «успехи в работе», «материальная обеспе­ченность» и т. п. Обозначим для простоты эти ценности символами -At, Аг, А,, ..., Ak.



Сущпость х!етода парных сравнений в том, что экспертам пред­лагается произвести попарное сравнение объектов с тем, чтобы ус­тановить в каждой паре предпочтение, Предпочтение может быть определено по критерию важности, значимости, привлекательности. Одним пз главных требований к эксперименту является тщательная формулировка инструкции для экспертов, где суть задания должна быть изложена просто и ясно.

Из символов образуем всевозможные пары: (AtAz), (At, Аг) и т. д. Всего получится к(к— 1)/2 парных комбинаций. Выделенные пары признаков предъявляются экспертам на отдельных карточках, расположенных в случайном порядке4,

4 Эти истоды измерения являются в основном вариациями методики, разрабо-тапиои Тсрстоуном. См.: Thurstone L. L. Attitudes can be Measured.— Amcr, J. Sociol., 1928, vol. 33, p. 523—554. Детальное изложение см.: Thurstone L L., Chave E. J. The Measurement of Attitudes. Chicago, 1929.

Результаты опроса сводятся в таблицу по образцу табл. 23, в ко­торой приводим гипотетические результаты опроса 30 экспертов по-5 признакам.

Таблица строится так. Если в паре признаков г, / выбран / (/>■ >1), то в клетку (ij) заносится 1, если в паре выбран i, то —0, за отсутствие предпочтения (i — j) заносится 0,5. Числа накопления в каждой клетке, полученные в результате такого структурирования» делят на общее число судей.

Таблица 24. Значения ZV]

В математической модели, лежащей в основе построения' шкалы методом парных сравнений, предполагается, что доля случаев пред­почтения признака i признаку j(m,j) подчиняется нормальному за­кону, т. е.

Z4 1 Г л/*!*

Следующий шаг в построении шкальных оценок заключается » том, чтобы обратить наблюдаемые отношения" m,f в Ztj по приведен­ному уравнению. Для этого уравнения существуют специальные таблицы, по которым для заданного т(} можно найти, соответствую­щее Zt,. Воспользуемся ими5 и занесем результаты в табл. 24 *.

Если Zis оказывается большим, чем 2,0, или меньшим 2,0, оно отвергается как нестабильное. Если ни одна из оценок не отверга­ется, то шкальная оценка признака i будет равна средней величи­не всех чисел в графе i табл. 24. Когда некоторые j отвергаются,

Б См.: Оузн Э. Б. Сборник статистических таблиц. М., 1973, разд. 1.1. 6 Z,j можно интерпретировать как значение признака на латентной оси уста­новки. Z,j = Z,,, причем значения Z положительны тогда, когда т,) боль­ше 0,5.

то в таблице ставится прочерк. Далее из данных столбца 2 вычита­ются данные столбца 1, из 3 — 2 и т. д., а результат заносится в новую таблицу. При этом разность между двумя прочерками или между значением и прочерком считается незначимой и в матрице-ставится прочерк. Для преобразованной таблицы вновь вычисляются, средние по столбцам, которые и отождествляются с весом признака измеряемого явления.

Нулевую точку устанавливают произвольным образом (см., па-пример, последнюю строку табл. 24)7.

Метод равных интервалов. При большом числе признаков метод парных сравнений оказывается громоздким, поскольку эксперты должны рассмотреть каждую возможную пару признаков, а число таких пар быстро растет с ростом числа признаков *.

В таких случаях используются другие методы, из которых наи­большее применение получил метод равных интервалов. Основная идея и отличие его от метода парных сравнений заключается в том, что большой список суждений об изучаемой характеристике — при­думанных, отобранных из литературы и взятых из исследований других исследователей — оценивается экспертами, которые распола­гают признаки (суждения) в фиксированное число категорий (обыч­но равное 7,9 или 11), ранжированных по степени предпочтения. Интервалы между категориями должны быть субъективно равными, т. е. судящему должно казаться, что различия по степени предпоч­тения между суждениями любых двух смежных категорий равны.

Построение шкалы осуществляется в несколько этапов. На пер­вом этапе необходимо собрать несколько сот различных мнений, связанных с объектом измерения. В задачу исследователя входит получить всевозможные оттенки мнений по интересующему его воп­росу, причем формулировки должны выражать самые различные-мнения.

Например, если исследуется отношение школьников к учебе, то могут быть высказаны такие суждения:

— Учусь, потому что хочу больше зпать.

— Все учатся, и я учусь.

— Учусь, потому что интересно.

— Учиться заставляют близкие.

— Я и сам не знаю, зачем учусь.

— Это позволит исполнить мою мечту, овладеть желаемой профессией.

— Учусь, чтобы иметь возможность поступить в институт.

— Учеба позволит мне достигнуть материального благополучия.
(И. т. д.)

Из списка отбираются 100—200 суждений, которые по возмож­ности равномерно покрывают весь континуум установки: от мнений, выражающих крайнее положительное отношение к объекту уста­новки, до мнений, выражающих крайнее отрицательное отношение к этому объекту. Особое внимание уделяется формулировке нейт-

7 Дальнейшие подробности вычислений см.: Бешелев С. Д-, Гурвич Ф. Г. Ма-

тематико-статистические методы экспертных оценок. М., 1974, * Так, при к = 5 число пар равно 10, при к = 30 — 435.

ральных мнений. При отборе суждений необходимо руководство-» ваться следующими правилами:

а) суждения формулируются в утвердительной форме и должны
выражать сиюминутную психологическую установку испытуемого,
не смешивая ее с отношением к тому же объекту в прошлом;

б) каждое суждение должно быть достаточно кратким, чтобы по
утомлять опрашиваемых;

в) суждения должпы быть сформулированы таким образом, что­
бы их можно было принять или отвергнуть, и выражать они долж­
ны одну, а не несколько идей; необходим» избегать утверждений,
по отношению к которым большинство респондентов пе имеют опре­
деленного мнения;

г) суждения должны иметь такую форму, чтобы согласие или
несогласие с ними указало на их отношение к объекту установки;

д) характер суждений не должен быть фактическим;

е) необходимо исключить утверждения, которые могут быть при­
няты как теми, кто имеет отрицательное отношение к объекту уста­
новки, так и теми, кто имеет положительную установку.

Следующая процедура состоит в отборе судей. Отбирается 50— 300 человек, которые сами по себе представляют широкий диапазон мнений по данному вопросу.

Каждое утверждение, отобранное по перечисленным выше кри­териям, заносится на отдельную карточку и затем предъявляется группе экспертов для упорядочения6. Экспертов просят независимо друг от друга разложить карточки на 7, 9 или 11 групп так, чтобы в последней группе были карточки с утверждениями, соответствую­щими максимально положительной установке индивида, высказав­шего эти утверждения; в первую группу помещались карточки с утверждениями, соответствующими максимально негативной уста­новке к объекту исследования; в среднюю группу помещались кар­точки с нейтральными утверждениями.

Необходимо обратить особое внимапие экспертов па то, чтобы расстояния между любыми двумя соседними группами карточек были субъективно равными. В ходе процедуры эксперты должны руководствоваться не своим согласием или несогласием с утвержде­ниями, а оценкой того, какой направленности и интенсивности должна быть установка ипдивида к исследуемому объекту, если он высказал оцениваемое утверждение.

После того как судьи провели сортировку, необходимо оценить каждое суждение с точки зрения его соответствия шкале и устано­вить вес суждения на шкале. На этом этапе построения шкалы суждению, помещенному данным экспертом в некоторую категорию, приписывается число (оценка), совпадающая с номером этой кате­гории. Затем вычисляется медиана (Me) распределения оценок дан­ных всей группы экспертов для каждого суждения.

Пусть, например, распределение судей для какого-то определен-

• Для каждого эксперта карточки перемешиваются беспорядочно, 242

ного суждения задается таким образом;

Градации шкалы 123456789 10 11

Число судей, поместивших суж- 36 88 52 20 4 0 0 0 0 0 О дение в этот пункт (частота)

Относительная частота (—)%» 18 44 26 10 2 — — — — — —

й = 200

Накопленная относительная 18 62 88 98 100 — — — — — —

частота

По кумулятивной кривой распределения находится медиана, а также нижний и верхний квартили (#i/t, Qi/D. По графику на рис. 12 для данного случая Me — 1,7, Qt/i = 1,3, @,/4 = 2,4. На осно­вании подобных расчетов каждому суждению приписывается вес, равный его медиане. В итоговую шкалу отбираются суждения, ко­торые, во-первых, сравнительно равномерны по всей шкале (по Me), во-вторых, обладают сравнительно небольшим квартильным откло­нением

Это значит, что если встречаются два суждения с примерно оди­наковым весом, выбирается то, которое имеет наименьшее квар-тильное отклонение (такое, относительно которого эксперты паибо-лее единодушны).

В окончательном виде шкала содержит 15—30 суждений, каж­дое из которых имеет свой вес. Если необходимо с большей точ­ностью определить шкальные значения каждого высказывания, нужно провести вторую стадию более строгого оценивания. Обычно ыа этой стадии применяется метод парных сравнений.

Присуждение баллов респонденту. Когда с помощью одного из
рассмотренных методов шкала построена, дальнейшая процедура
заключается в том, чтобы присвоить каждому респонденту в массо­
вом опросе балл. Для этого отобранные суждения в беспорядке та­
суются и заносятся в опросный лист. i------------------- —

Веса суждений при этом не указы- jgg _ .,

ваются. *г^

Обычно задание респонденту состоит „_____ Г

в том, что его просят отметить те суж- 7

депия, с которыми он согласен. При fj

этом естественно ожидать, что он от- "" т i

метит ограниченное число суждений. /] |

За количественную оценку респон- ^ "к\ \

дента берется медиа па шкальных зна- 11 i

чений отмеченных им суждепий. /V? \ и—£-----

Кроме рассмотренных выше проще- Q ш в

ДУР построения шкал, существует ряд ** **

Других методов обработки информации, рис> ъ Кумулята распределе-полученной от экспертов. Экспертный ния ответов судей

метод применяется пе только для построения социологических шкал, но и для решения множества других проблем в условиях дефицита информации, когда необходимо обращаться к мнению специалистов. Считается, что шкалы, построенные этим методом, принадлежат иптервальному уровню измерения. Однако исчерпывающее доказа­тельство этого факта привести весьма трудно.

Метод суммарных оценок. В 1932 г. Лайкерт предложил метод измерения установки без использования экспертной оценки, кото­рый получил название шкалы Лайкерта10. Идея довольно проста: группе лиц даются вопросы, которые должны оцениваться по пяти­балльной системе в отношении согласия с этими вопросами (суж­дениями) :

5 — «полностью согласен»

4 — «согласен»

3 — «нейтралей»

2 — «не согласеп».

1 —«полностью не согласен»

Баллы одного лица относительно всех вопросов суммируются. Полученная сумма — балл этого лица. Затем лица ранжируются по баллам.

Для построения шкалы отбирается большое число утверждений, относящихся к исследуемой установке.

Главная заслуга Лайкерта состоит в том, что он предложил критерий внутренней состоятельности вопросов, который, позволяет отбрасывать вопросы, не вписывающиеся в программу исследова--ния. Определяется корреляция между баллами вопроса и общим баллом данного лица. Это можно проиллюстрировать следующим примером. 10 лицам (А, Б, В и т. д.) дается 10 вопросов, которые они должны оценить по пятибалльной системе. Каждому лицу дается бланк (табл. 25).

Индивид делает отметку по каждому вопросу в соответствии со своим отношением к нему. Далее подсчитывается общий балл лица относительно всех вопросов. Полученные данные сводятся в следующую таблицу (здесь даны вычисления для пятого вопроса):

Лицо Общий пятого Разность Лицо Общий пятого Разность

балл вопроса оалл вопроса

А 45 5 40 Е 39 4 35

Б 42 5 37 И 33 3 30

В 35 4 31 К 40 4 36

Г 35 4 31 Л 22 1 21

Д 20 1 19 М 27 2 25

Вычисляется коэффициент корреляции между баллом и раз­ностью. Так для каждого вопроса. Вопросы с малыми корреляция­ми выбрасываются.

10 Liken R. A Technique for the Measurement of Attitudes.— Arch. Psychol., 1932, vol. 7, N 140.

J244

Можно действовать и используя квартильиые отклонения (в ка« -честве критерия выбраковки вопросов). Нерешенным остается во­прос о значимости квартильных отклонений и коэффициентов кор­реляции вопросов.

Окончательный опросный лист, где остается около 20 различ­ных утверждений, раздается респондентам. Общий балл респондента по всему вопроснику равен Сумме отмеченных им баллов.

Таблица 25. Исходная таблица ответов

 

Номер вопроса Ответ
Полностью согласен Согласен Нейтрален Не согласен Полностью не согласен
1-й +        
2-й +        
3-й     +    
4-й   +      
5-й   +      
6-й       +  
7-й        
8-й         +
9-й     +    
10-й   +      

Ответ

Номер вопроса полностью _ „ _ „ Полностью

согласен Согласен Нейтрален Не согласен не согласен

1-й +

2-й +

3-й +

4-й +

5-й +

6-й 4-

7-й •+

8-й +

9-й +

10-й +

Техника построения шкал методом суммарных оценок обеспечи­вает порядковый уровень измерения. Построение шкал этим мето­дом является делом более простым, чем все экспертные процедуры. Кроме того, иногда считается, что использование пяти оттенков для каждого суждения позволяет извлечь из них более богатую информацию.

В то же время шкалы, построенные экспертным методом, име­ют более абсолютный характер; шкальный балл респондентов рас­полагает их по отношению к некоторой объективной норме, опре­деленной экспертами, а не по отпошснию друг к другу, как в ме­тоде суммарных оценок.

Шкалограммный анализ. Шкалограммный анализ Гуттмана ве­дет к построению шкал порядкового уровня измерения. Эта тех­ника связана с построением одномерных шкал, т. е. шкал, не за­трагивающих вопросов или не включающих факторов, посторонних по отношению к измеряемой характеристике.

Например, при обсуждении построения шкал методом равных интервалов рассматривались также такие суждения: «Учусь по­тому, что хочу больше знать» и «Учеба позволит мне достигнуть материального благополучия». Очевидно, эти два суждения отра­жают отношение к учебе по двум разным измерениям. Если второе утверждение имеет дело с экономической стороной, то первое от­ражает сторону познавательную. Метод Гуттмана направлен на по-

2i5

строение одномерных шкал, т. е. шкал, не затрагивающих свойств, посторонних по отношению к измеряемой характеристике.

Основная идея метода состоит в том, что шкала должна состо­ять из иерархизированной системы вопросов, т. е. такой, в которой; согласие с вышестоящим по иерархии суждением должно вести к согласию с нижестоящими суждениями. Например, утверждение о том, что респондент имеет высшее образование, говорит о том, что он учился в вузе, а также о том, что он закончил среднюю школу.

 

 

Таблица 26. Идеальная шкалограмма      
Номер респон­дента   : Номер вопроса   Балл
  3 | 4
1-й Да Да Да Да Да
2.-й Да Да Да Да  
3-й Да Да Да  
4-й Да Да   -------
5-й Да   ------- -------  
Балл  

Таблица 26. Идеальная шкалограмма

Ном.„п,,По„- Номер вопроса ~

Дента__________________ 1 | 2 1 3 [ 4 | Ь [ БаДЛ

1-й Да Да Да Да Да 5

2.-й Да Да Да Да - 4

3-й Да Да Да — — 3

4-й Да Да — — — 2

5-й Да — — — — 1

Балл 5 4 3 2 1

Построение шкалы распадается на ряд этапов.

1. Отбирается серия суждений относительно измеряемого
свойства.

2. Эти суждения раздаются группе респондентов (около 100 че­
ловек), в которую входят представители обследуемой категории
населения. Респонденты отвечают на каждый вопрос либо «да»,
либо «нет».

3. Отбрасываются те суждения, которые набрали более 80%
благожелательных и отрицательных ответов. Число оставшихся
признаков должно быть не менее десяти.

4. Следующий шаг состоит в ранжировании оставшихся вопро­
сов и респондентов по числу набранных баллов от высшего к низ­
шему. В идеальном случае должна получиться картина (шкалограм­
ма), представленная табл. 26.

Поскольку такая идеальная ситуация почти никогда не наблю­дается, то в результате перестановки строк и столбцов исходной эмпирической таблицы получается только приблизительная шкало­грамма (не имеющая треугольного вида).

Предположим, что группе респондентов (10 человек) предъяв­лено 8 суждений и результаты опроса сведены в исходную таблицу данных (табл. 27) (знаком «+» обозначено согласие с данным суждением). Преобразованная исходная матрица данных, получен­ная путем ранжирования лиц и суждений, представлена в табл. 28. Полученная в результате шкалограмма (табл. 28) очень близка к идеальной и имеет лишь три ошибки (одну слева от ломаной и. две — справа).

2'i6

Ж


Вычисляется коэффициент воспроизводимости (это процет ре­акций на признак, которые воспроизводятся правильно):

число ошибок Воспроизводимость = 1- число отвстов

Если воспроизводимость не менее 0,90, то это означает, что данный набор суждений образует одномерную шкалу. Для табл. 28 коэффициент воспроизводимости равен

Иначе говоря, данную шкалу можно рассматривать как одпомер-ную в гуттмановском смысле.

Кроме того, необходимо учитывать следующие критерии:

а) каждая категория (суждение) должна обладать минимальной
ошибкой;

б) ошибки должны иметь случайный характер. Если же какая-
то одна частпая ошибка встречается значительно чаще, чем другая,
то это значит, что признак не принадлежит шкальному типу. Суж­
дение, которое не удовлетворяет этим требованиям, отбрасывается.

В более сложных шкалах вместо ответов «да», «пет» респон­дентам можно предложить оценить каждое суждение, например, по шкале: 4 — «полностью согласен»; 3 — «согласен»; 2 — «не знаю, не могу ответить»; 1 — «не согласен»; 0 — «категорически не со­гласен»:

Процедура построения шкалограммы в этом случае совершенно аналогична дихотомическому случаю. Баллы при ранжировании вопросов и ответов равны сумме отмеченных значений отдельных вопросов. Коэффициенты репродуктивности для таких шкал могут быть повышены как за счет выбрасывания отдельных вопросов, не укладывающихся в шкалограмму, так и путем укрупнения числа градаций ответов на вопрос (например, ответы с пятью градациями укрупнить до трех градаций: 2 — «согласен»; 1 — «не знаю»; 0 — «не согласен»).

Построенная шкала -предъявляется обследуемой совокупности респондентов, причем все суждения шкалы предварительно тасу­ются в беспорядке. Ранг опрашиваемого определяется по сумме набранных баллов.

Подсчитав средний ранг для различных групп респондентов, можно проранжировать сами группы относительно измеряемого свойства.

Основное преимущество шкалограммного анализа состоит в од­нозначности балла, получаемого респондентом в отличие от ранее рассмотренных методов шкалирования.

К недостаткам шкалы относятся большие технические и ряд теоретических трудностей, связанных с ее построением. Кроме того, одномерность не является инвариантной чертой шкалы, т. е. дан­ная шкала может быть одномерной для одной группы индивидов и не быть таковой для другой.

Семантический дифференциал. Метод «семантического» диффе­ренциала (СД) разработан Ч. Осгудом для измерения смысла по­нятий и слов и прежде всего для дифференциации эмоциональной стороны значения данного понятия ". В социологии и социальной

11 Сущность- метода СД излагается в кн.: Osgood Ch., Suci G., Tannenbaum P. The Measurement об Meaning. Urbana. 1957; Осгуд Ч., Суси Дж., Таннен-баум П. Приложение методики семантического дифференциала к исследо­ваниям по эстетике и смежным проблемам.— В кн.: Семиотика и искусство-метрия. М., 1972, с. 355—359; Практикум по психологии. М., 1972, с. 190—• 195. Критический анализ методологических основ Ч. Осгуда дан в целом ря­де работ советских ученых (См., например: Апресян Ю. Д. Современные методы изучения значений и некоторые проблемы структурпой липгвисти-ки.— В кн.: Проблемы структурной лингвистики. М., 1963; Леонтьев А. А. Психолингвистика. Л., 19G7.)

3 2 1 ff-f -2 -I

Рис. 13. Профиль распределения ус- I I __^,»—Н*"Т-И'" \\

тановок, построенный по шкалам I y~°^ ■--Z^Z-'-~~:~*~

простое (1)— сложное (Ю); должное —--------------------- < ^f <_<*•"""------------------------- JZ

(2) — необязательное (//): теплое (3)— ^^ "^>.

голодное (/г); собственное (4) — чужое Ч-------------------- V^--------- ^*---------------------------

(13); активное (5) — пассииное (IV); \/ ,.^*"

положительное («)—отрицательное-------------------------- ту(--------------------------------------- /у

(i5); предпочитаемое (7)—отвергаемое „____________ / д ^

(16); старое (8) — нопое (17); пероятное о -<г чс-.^--~

С») — н<;»о.;можное (IS) ________ \ \ ^--, •^>____________________

<, _ установка на одного ребенка; б — ^~~2:± ■ ,- '"

на двух детей; в — на трех; г — на че- g-------------------------------------- ~S^5^^r--------------------------

тырех детей _^е' / '^^*'"«^

а В дГ^

лсихологии метод СД чаще всего применяется при изучении эмо­циональных компонентов социальных установок.

Для определения отношения респондентов к сопоставляемым .между собой объектам (словам) используется следующая процедура. Допустим, требуется измерить различие установок к числу детей в семье. Измерение производится по набору шкал, каждая из ко­торых представлет собой континуум, образованный парой антони-мичных прилагательных. Континуум содержит семь градаций ин­тенсивности отношения. Например, по шкале «хорошее — плохое» оценка объекта устанавливается следующим образом: «очень хоро­шее» (+3), «хорошее» (+2), «немного хорошее» (+1), «ни хорошее, ни плохое» (0), «немного плохое» (—1), «плохое» (—2), «очень пло-.хое» (—3). Каждый респондент выражает свое отношение к числу детей в семье по всему набору шкал, число которых зависит от целей исследования и ограничивается объемом опросного листа. Критерием отбора шкал является частота употребления антонимов в языке и способность шкалы вызывать реакции по всему про­странству континуума при оценке самых различных слов.

После заполнения опросного листа оценки каждого из респон­дентов по каждой шкале суммируются, затем вычисляется средняя арифметическая оценка объекта установки для группы в целом. Если полученные средние нанести на график, составленный из вычерченных в масштабе шкал измерения, и соединить таким образом найденные точки ломаной линией, то можно получить профиль данного объекта. На рис. 13 наглядно представлены различия репродуктивных установок при опросе группы из 107 человек '2.

Различие в отношении к числу детей в семье графически выра­жается расстояниями между средними оценками сопоставляемых объектов по каждой шкале. Однако это различие установок точнее может быть выражено посредством вычисления величины диффе­ренциала Д. Расчет осуществляется по формуле

11 В этом разделе приведены данные исследования А. И. Антонова по выяв­лению репродуктивных установок.

где Д — величина дифференциала, показывающая степень различия в отношении к объектам х и у по набору из п шкал; d — разность средних оценок объектов х и у по шкале i. Величина дифференциа­ла выражается положительным числом, и чем ближе оно к нулю, тем выше сходство в отношении к сопоставляемым объектам. Дан­ные табл. 29 показывают различие установок к числу детей (расчет

Таблица 29

Объекты оценки (число ,

Детей) 12 3 4

1 — 2,72 5,46 7,63

2 2,72 - 3,97 6,49

3 5,46 3,97 — 2,62

4 7,62, 6,49 2,62 -

произведен по 15 шкалам, 9 из которых представлены на рис. 13).

Сопоставление абсолютных значений дифференциалов позволяет сделать вывод о том, что различия репродуктивных установок весь­ма существенны и что установки объединяются в две самостоятель­ные группы: установки на малодетность (Д,2) и установки на среднедетность (Дм), так как величины Д12 и Да4 меньше величины Д — соответственно 2,72—2,62—3,97.

Следует отметить, что Ч.- Осгуд и его коллеги при разработке методики СД и ее применении в различных областях познания вы­явили общую меру, на основе которой выносятся человеческие оценки. Она состоит из трех критериев или факторов, которые в совокупности определяют эмоциональный аспект значения иссле­дуемого понятия.

Каждый из трех факторов, а именно оценки, силы и активности, представлен набором тесно связанных между собой шкал, отража­ющих отдельные аспекты человеческого восприятия показания ор­ганов чувств. Наиболее употребительными для фактора оценки являются: «хорошее — плохое», «светлое — темное», «чистое — грязное»; для факторов силы: «сильное — слабое», «тяжелое — лег­кое», «твердое — мягкое»; для фактора активности: «активное — пассивное», «быстрое — медленное», «теплое — холодное». Обычно, определяв набор шкал (эта задача является главной при использо­вании метода СД), исходят из специфики оцениваемых объектов и. стремятся к тому, чтобы представить все три основных фактора (имеются также и другие факторы, но они встречаются редко и их применение обусловлено специальными целями исследования).

Многие исследователи считают, что в принципе методика СД позволяет фиксировать только оценочную сторону отношения, и по­этому часто прибегают к вычислению дифференциала "не по шкалам каждого из основных факторов в отдельности, а в целом по всему набору применяющихся шкал. Надо сказать, что рассмотрение на­званных факторов как трех координат измерения значения, как

трех осей «семантического» пространства встречается в основном в психолингвистике, а также при описании истории создания методи­ки СД и практически в социологии используется крайне редко. Метод СД достаточно сложен и трудоемок, тем не менее его применение оправдывается возможностями выявления различий в реакциях на вербальные объекты.



©2015- 2018 stydopedia.ru Все материалы защищены законодательством РФ.