|
|
Некоторые методы измеренияВ 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-
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 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,
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,
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. 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 б) каждое суждение должно быть достаточно кратким, чтобы по в) суждения должпы быть сформулированы таким образом, что г) суждения должны иметь такую форму, чтобы согласие или д) характер суждений не должен быть фактическим; е) необходимо исключить утверждения, которые могут быть при 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-
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
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 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. Кроме рассмотренных выше проще- Q ш в ДУР построения шкал, существует ряд ** ** Других методов обработки информации, рис> \чъ 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.
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
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 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 2. Эти суждения раздаются группе респондентов (около 100 че 3. Отбрасываются те суждения, которые набрали более 80% 4. Следующий шаг состоит в ранжировании оставшихся вопро 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-
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 б) ошибки должны иметь случайный характер. Если же какая- 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
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 —--------------------- < (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) ________ \ \ ^--, •^>____________________ /к <, _ 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^ 1В 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
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
Детей) 12 3 4
2 2,72 - 3,97 6,49 3 5,46 3,97 — 2,62 4 7,62, 6,49 2,62 -
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 Д2а — 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. 
Не нашли, что искали? Воспользуйтесь поиском по сайту: ©2015 - 2024 stydopedia.ru Все материалы защищены законодательством РФ.
|
2 Rokeach M. The Nature of Human Values. N. Y., 1973.
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.
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.
• Для каждого эксперта карточки перемешиваются беспорядочно, 242
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).
10 Liken R. A Technique for the Measurement of Attitudes.— Arch. Psychol., 1932, vol. 7, N 140.
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.)
11 В этом разделе приведены данные исследования А. И. Антонова по выявлению репродуктивных установок.
Объекты оценки (число ,
1 — 2,72 5,46 7,63
произведен по 15 шкалам, 9 из которых представлены на рис. 13).