Методы вторичной статистической обработки результатов эксперимента

С помощью вторичных методов статистический обработки экспериментальных данных непосредственно проверяются, до­казываются или опровергаются гипотезы, связанные с экспери­ментом. Эти методы, как правило, сложнее, чем методы первич­ной статистической обработки, и требуют от исследователя хо­рошей подготовки в области элементарной математики и статис­тики.

Обсуждаемую группу методов можно разделить на несколь­ко подгрупп: 1. Регрессионное исчисление. 2. Методы сравнения между собой двух или нескольких элементарных статистик (средних, дисперсий и т.п.), относящихся к разным выборкам. 3. Методы установления статистических взаимосвязей между пе­ременными, например их корреляции друг с другом. 4. Методы выявления внутренней статистической структуры эмпирических данных (например, факторный анализ). Рассмотрим каждую из выделенных подгрупп методов вторичной статистической обра­ботки на примерах.

Регрессионное исчисление — это метод математической ста­тистики, позволяющий свести частные, разрозненные данные к некоторому линейному графику, приблизительно отражающе­му их внутреннюю взаимосвязь, и получить возможность по зна­чению одной из переменных приблизительно оценивать вероят­ное значение другой переменной.

Воспользуемся для графического представления взаимосвязан­ных значений двух переменных х и у точками на графике (рис. 73). Поставим перед собой задачу: заменить точки на графике ли­нией прямой регрессии, наилучшим образом представляющей взаимосвязь, существующую между данными переменными. Иными словами, задача заключается в том, чтобы через скопле­ние точек, имеющихся на этом графике, провести прямую линию,

______ Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных____

Рис.73. Прямая регрессии YnoX. х и у — средние значения переменных. От­клонения отдельных значений от линии регрессии обозначены вертикальны­ми пунктирными линиями. Величина y_t - у является отклонением измеренно­го значения переменной у. от оценки, а величина у - у является отклонением оценки от среднего значения (Цит. по: Иберла К. Факторный анализ. М., 1980. С. 23).

пользуясь которой по значению одной из переменных, х или у, можно приблизительно судить о значении другой переменной. Для того чтобы решить эту задачу, необходимо правильно найти коэффициенты а и Ь в уравнении искомой прямой:

у = ах + Ь.

Это уравнение представляет прямую на графике и называет­ся уравнением прямой регрессии.

Формулы для подсчета коэффициентов а и Ь являются сле­дующими:

Часть II. Введение в научное психологическое исследование

где х., у_{ — частные значения переменных X и Y, которым соот­ветствуют точки на графике;

х, у — средние значения тех же самых переменных;

п — число первичных значений или точек на графике.

Для сравнения выборочных средних величин, принадлежа­щих к двум совокупностям данных, и для решения вопроса о том, отличаются ли средние значения статистически достоверно друг от друга, нередко используют ^-критерий Стъюдента. Его основ­ная формула выглядит следующим образом:

где х_{ — среднее значение переменной по одной выборке данных;

х_г — среднее значение переменной по другой выборке данных;

т₁ит₂ — интегрированные показатели отклонений частных значений из двух сравниваемых выборок от соответствующих им средних величин.

/и, и т₂ в свою очередь вычисляются по следующим формулам:

—2

где St — выборочная дисперсия первой переменной (по первой выборке);

—2

5"г — выборочная дисперсия второй переменной (по второй выборке);

я, — число частных значений переменной в первой выборке;

п₂ — число частных значений переменной по второй выборке.

После того как при помощи приведенной выше формулы вы­числен показатель t, по таблице 32 для заданного числа степеней свободы, равного п_{ + п₂ - 2, и избранной вероятности допусти­мой ошибки¹ находят нужное табличное значение t и сравнива-

¹ Степени свободы и вероятность допустимой ошибки — специальные ма-тематико-статистические термины, содержание которых мы здесь не будем рас­сматривать.

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

Таблица 32 Критические значения ^-критерия Стъюдента для заданного числа степеней свободы и вероятностей допустимых ошибок, равных 0,05; 0,01 и 0,001

Число степеней свободы	Вероятность допустимой ошибки
0,05 0,01 0,001
Критические значения показателя t
(я, + п., - 2)
	2,78	5,60	8,61
	2,58	4,03	6,87
	2,45	3,71	5,96
	2,37	3,50	5,41
	2,31	3,36	5,04
	2,26	3,25	4,78
	2,23	3,17	4,59
	2,20	3,11	4,44'
	2,18	3,05	4,32
	2,16	3,01	4,22
	2,14	2,98	4,14
	2,13	2,96	4,07
	2,12	2,92	4,02
	2,11	2,90	3,97
	2,10	2,88	3,92
	2,09	2,86	3,88
	2,09	2,85	3,85
	2,08	2,83	3,82
	2,07	2,82	3,79
	2,07	2,81	3,77
	2,06	2,80	3,75
	2,06	2,79	3,73
	2,06	2,78	3,71
	2,05	2,77	3,69
	2,05	2,76	3,67
	2,05	2,76	3,66
	2,04	2,75	3,65
	2,02	2,70	3,55
	2,01	2,68	3,50
	2,00	2,66	3,46
	1,99	2,64	3,42
	1,98	2,63	3,39

ют с ними вычисленное значение t. Если вычисленное значение t больше или равно табличному, то делают вывод о том, что срав­ниваемые средние значения из двух выборок действительно ста-

______ Часть II. Введение в, научное психологическое исследование___

тистически достоверно различаются с вероятностью допустимой ошибки, меньшей или равной избранной. Рассмотрим процеду­ру вычисления t-критерия Стъюдента и определения на его ос­нове разницы в средних величинах на конкретном примере.

Допустим, что имеются следующие две выборки эксперимен­тальных данных: 2, 4, 5, 3, 2, 1, 3, 2, 6, 4 и 4, 5, 6, 4, 4, 3, 5, 2, 2, 7. Средние значения по этим двум выборкам соответственно рав­ны 3,2 и 4,2. Кажется, что они существенно друг от друга отлича­ются. Но так ли это и насколько статистически достоверны эти различия? На данный вопрос может точно ответить только ста­тистический анализ с использованием описанного статистичес­кого критерия. Воспользуемся этим критерием.

Поставим найденные значения дисперсий в формулу для под­счета mat к вычислим показатель t

Определим сначала выборочные дисперсии для двух срав­ниваемых выборок значений:

Сравним его значение с табличным для числа степеней сво­боды 10+10-2 = 18. Зададим вероятность допустимой ошибки, равной 0,05, и убедимся в том, что для данного числа степеней свободы и заданной вероятности допустимой ошибки значение t должно быть не меньше чем 2,10. У нас же этот показатель ока­зался равным 1,47, т.е. меньше табличного. Следовательно, ги­потеза о том, что выборочные средние, равные в нашем случае 3,2 и 4,2, статистически достоверно отличаются друг от друга, не подтвердилась, хотя на первый взгляд казалось, что такие раз­личия существуют.

Вероятность допустимой ошибки, равная и меньшая чем 0,05, считается достаточной для научно убедительных выводов. Чем меньше эта вероятность, тем точнее и убедительнее делаемые вы­воды. Например, избрав вероятность допустимой ошибки, рав-

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

ную 0,05, мы обеспечиваем точность расчетов 95% и допускаем ошибку, не превышающую 5%, а выбор вероятности допустимой ошибки 0,001 гарантирует точность расчетов, превышающую 99,99%, или ошибку, меньшую чем 0,01%.

Описанная методика сравнения средних величин по крите­рию Стъюдента в практике применяется тогда, когда необходи­мо, например, установить, удался или не удался эксперимент, оказал или не оказал он влияние на уровень развития того пси­хологического качества, для изменения которого предназначал­ся. Допустим, что в некотором учебном заведении вводится но­вая экспериментальная программа или методика обучения, рас­считанная на то, чтобы улучшить знания учащихся, повысить уровень их интеллектуального развития. В этом случае выясня­ется причинно-следственная связь между независимой перемен­ной — программой или методикой и зависимой переменной — знаниями или уровнем интеллектуального развития. Соответ­ствующая гипотеза гласит: «Введение новой учебной програм­мы или методики обучения должно будет существенно улучшить знания или повысить уровень интеллектуального развития уча­щихся».

Предположим, что данный эксперимент проводится по схе­ме, предполагающей оценки зависимой переменной в начале и в конце эксперимента. Получив такие оценки и вычислив средние по всей изученной выборке испытуемых, мы можем воспользо­ваться критерием Стъюдента для точного установления нали­чия или отсутствия статистически достоверных различий меж­ду средними до и после эксперимента. Если окажется, что они действительно достоверно различаются, то можно будет сделать определенный вывод о том, что эксперимент удался. В против­ном случае нет убедительных оснований для такого вывода даже в том случае, если сами средние величины в начале и в конце эксперимента по своим абсолютным значениям различны.

Иногда в процессе проведения эксперимента возникает спе­циальная задача сравнения не абсолютных средних значений не­которых величин до и после эксперимента, а частотных, напри­мер процентных, распределений данных. Допустим, что для экс­периментального исследования была взята выборка из 100 уча-

______ Часть II. Введение в научное психологическое исследование___

щихся и с ними проведен формирующий эксперимент. Предпо­ложим также, что до эксперимента 30 человек успевали на «удов­летворительно», 30 — на «хорошо», а остальные 40 — на «отлич­но». После эксперимента ситуация изменилась. Теперь на «удов­летворительно» успевают только 10 учащихся, на «хорошо» — 45 учащихся и на «отлично» — остальные 45 учащихся. Можно ли, опираясь на эти данные, утверждать, что формирующий экс­перимент, направленный на улучшение успеваемости, удался? Для ответа на данный вопрос можно воспользоваться статис­тикой, называемой х²-критерий («хи-квадрат критерий»). Его формула выглядит следующим образом:

где Р_к — частоты результатов наблюдений до эксперимента;

V_k — частоты результатов наблюдений, сделанных после экс­перимента;

т — общее число групп, на которые разделились результаты наблюдений.

Воспользуемся приведенным выше примером для того, что­бы показать, как работает хи-квадрат критерий. В данном при­мере переменная Р_к принимает следующие значения: 30%, 30%, 40%, а переменная V_k — такие значения: 10%, 45%, 45%.

Подставим все эти значения в формулу для %² и определим его величину:

Воспользуемся теперь таблицей 33, где для заданного числа степеней свободы можно выяснить степень значимости образо­вавшихся различий до и после эксперимента в распределении оценок. Полученное нами значение х² = 21,5 больше соответст­вующего табличного значения т - 1 = 2 степеней свободы, со­ставляющего 13,82 при вероятности допустимой ошибки мень­ше чем 0,001. Следовательно, гипотеза о значимых изменениях, которые произошли в оценках учащихся в результате введения новой программы или новой методики обучения, эксперимен-

Глава 3, Статистический анализ экспериментальных данных___

Таблица 33 Граничные (критические) значения х²-критерия, соответствующие разным вероятностям допустимой ошибки и разным степеням свободы

Число
степеней свободы	Вероятность допустимой ошибки
(т-1)	0,05	0,01	0,001
	3,84	6,64	10,83
	5,99	9,21	13,82
	7,81	11,34	16,27
	9,49	13,28	18,46
	11,07	15,09	20,52
	12,59	16,81	22,46
	14,07	18,48	24,32
	15,51	20,09	26,12
	16,92	21,67	27,88
	18,31	23,21	29,59
	19,68	24,72	31,26
	21,03	26,05	32,91
	22,36	27,69	34,53
	23,68	29,14	36,12
	25,00	30,58	37,70

тально подтвердилась: успеваемость значительно улучшилась, и это мы можем утверждать, допуская ошибку, не превышающую 0,001%.

Иногда в психолого-педагогическом эксперименте возника­ет необходимость сравнить дисперсии двух выборок для того, чтобы решить, различаются ли эти дисперсии между собой. До­пустим, что проводится эксперимент, в котором проверяется ги­потеза о том, что одна из двух предлагаемых программ или ме­тодик обучения обеспечивает одинаково успешное усвоение зна­ний учащимися с разными способностями, а другая программа или методика этим свойством не обладает. Демонстрацией спра­ведливости такой гипотезы было бы доказательство того, что ин­дивидуальный разброс оценок учащихся по одной программе или методике больше (или меньше), чем индивидуальный разброс оценок по другой программе или методике.

______ Часть II. Введение в научное психологическое исследование____

Подобного рода задачи решаются, в частности, при помощи критерия Фишера. Его формула выглядит следующим образом:

где п₁ —■ количество значения признака в первой из сравнивае­мых выборок; п₂ — количество значений признака во второй из сравниваемых выборок; {п₁ — 1, п₂ — 1) — число степеней свобо­ды; 5f — дисперсия по первой выборке; Si — дисперсия по вто­рой выборке.

Вычисленное с помощью этой формулы значение F-крите-рия сравнивается с табличным (табл. 34), и если оно превосхо­дит табличное для избранной вероятности допустимой ошибки и заданного числа степеней свободы, то делается вывод о том, что гипотеза о различиях в дисперсиях подтверждается. В про­тивоположном случае такая гипотеза отвергается и дисперсии считаются одинаковыми¹.

Таблица 34

Граничные значения F-критерия для вероятности допустимой ошибки 0,05 и числа степеней свободы и, и и₂

я, \.
	9,28	9,91	9,01	8,94	8,84	8,74	8,69	8,64	8,58
	6,59	6,39	6,26	6,16	6,04	5,91	5,84	5,77	5,70
	5,41	5,19	5,05	4,95	4,82	4,68	4,60	4,58	4,44
	4,76	4,53	4,39	4,28	4,15	4,00	3,92	3,84	3,75
	4,07	3,84	3,69	3,58	3,44	3,28	3,20	3,12	3,03
	3,49	3,26	3,11	3,00	2,85	2,69	2,60	2,50	2,40
	3.-24	3,0	2,85	2,74	2,59	2,42	2,33	2,24	2,13
	3,01	2,78	2,62	2,51	2,36	2,18	2,09	1,98	1,86
	2,79	2,56	2,40	2,29	2,13	1,95	1,85	1,74	1,60

¹ Если отношение выборочных дисперсий в формуле F-критерия оказы­вается меньше единицы, то числитель и знаменатель в этой формуле меняют местами и вновь определяют значения критерия.

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

Примечание.Таблица для граничных значений ^распреде­ления приведена в сокращенном виде. Полностью ее можно найти в справочниках по математической статистике, в частности в тех, которые даны в списке дополнительной литературы к этой главе.

Пример.Сравним дисперсии следующих двух рядов цифр с целью определения статистически достоверных различий меж­ду ними. Первый ряд: 4,6, 5,7,3,4,5,6. Второй ряд: 2,7, 3,6,1,8, 4, 5. Средние значения для двух этих рядов соответственно рав­ны: 5,0 и 4,5. Их дисперсии составляют: 1,5 и 5,25. Частное от деления большей дисперсии на меньшую равно 3,5. Это и есть искомый показатель F. Сравнивая его с табличным граничным значением 3,44, приходим к выводу о том, что дисперсии двух сопоставляемых выборок действительно отличаются друг от дру­га на уровне значимости более 95% или с вероятностью допусти­мой ошибки не более 0,05%.

Следующий метод вторичной статистической обработки, по­средством которого выясняется связь или прямая зависимость между двумя рядами экспериментальных данных, носит назва­ние метод корреляций. Он показывает, каким образом одно яв­ление влияет на другое или связано с ним в своей динамике. По­добного рода зависимости существуют, к примеру, между вели­чинами, находящимися в причинно-следственных связях друг с другом. Если выясняется, что два явления статистически досто­верно коррелируют друг с другом и если при этом есть уверен­ность в том, что одно из них может выступать в качестве причи­ны другого явления, то отсюда определенно следует вывод о на­личии между ними причинно-следственной зависимости.

Имеется несколько разновидностей данного метода: линей­ный, ранговый, парный и множественный. Линейный корреля­ционный анализ позволяет устанавливать прямые связи между переменными величинами по их абсолютным значениям. Эти связи графически выражаются прямой линией, отсюда название «линейный». Ранговая корреляция определяет зависимость не между абсолютными значениями переменных, а между поряд­ковыми местами, или рангами, занимаемыми ими в упорядочен­ном по величине ряду. Парный корреляционный анализ вклю­чает изучение корреляционных зависимостей только между па-

Часть II. Введение в научное психологическое исследование

рами переменных, а множественный, или многомерный, — меж­ду многими переменными одновременно. Распространенной в прикладной статистике формой многомерного корреляционно­го анализа является факторный анализ.

На рис. 74 в виде множества точек представлены различные виды зависимостей между двумя переменными X и Y (различ­ные поля корреляций между ними).

На фрагменте рис. 74, отмеченном буквой А, точки случай­ным образом разбросаны по координатной плоскости. Здесь по величине X нельзя делать какие-либо определенные выводы о величине У. Если в данном случае подсчитать коэффициент кор­реляции, то он будет равен 0, что свидетельствует о том, что до­стоверная связь между X и У отсутствует (она может отсутство­вать и тогда, когда коэффициент корреляции не равен 0, но бли­зок к нему по величине). На фрагменте Б рисунка все точки ле­жат на одной прямой, и каждому отдельному значению перемен­ной X можно поставить в соответствие одно и только одно зна­чение переменной У, причем, чем большее, тем больше Y. Такая связь между переменными X и У называется прямой, и если это прямая, соответствующая уравнению регрессии, то связанный с ней коэффициент корреляции будет равен +1. (Заметим, что в жизни такие случаи практически не встречаются; коэффициент корреляции почти никогда не достигает величины единицы.)

На фрагменте В рисунка коэффициент корреляции также бу­дет равен единице, но с отрицательным знаком: -1. Это означает обратную зависимость между переменными Xи У, т.е., чем боль­ше одна из них, тем меньше другая.

На фрагменте Г рисунка точки также разбросаны не случай­но, они имеют тенденцию группироваться в определенном на­правлении. Это направление приближенно может быть представ­лено уравнением прямой регрессии. Такая же особенность, но с противоположным знаком, характерна для фрагмента Д. Соот­ветствующие этим двум фрагментам коэффициенты корреляции приблизительно будут равны +0,50 и -0,30. Заметим, что кру­тизна графика, или линии регрессии, не оказывает влияния на величину коэффициента корреляции.

______ Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

Рис. 74. Схематическое представление различных корреляционных зависи­мостей с соответствующими значениями коэффициента линейной корреля­ции (цит. по: Шерла К. Факторный анализ. М, 1980).

______ Часть II. Введение в научное психологическое исследование___

Наконец, фрагмент Е дает коэффициент корреляции, равный или близкий к 0, так как в данном случае связь между перемен­ными хотя и существует, но не является линейной.

Коэффициент линейной корреляции определяется при по­мощи следующей формулы:

где г — коэффициент линейной корреляции;

х, у — средние выборочные значения сравниваемых величин; х., у — частные выборочные значения сравниваемых величин; п — общее число величин в сравниваемых рядах показателей;

si' S_y ~ дисперсии, отклонения сравниваемых величин от

средних значений.

Пример.Определим коэффициент линейной корреляции между следующими двумя рядами показателей. Ряд 1:2,4,4,5,3, 6, 8. Ряд II: 2, 5, 4, 6, 2, 5, 7. Средние значения этих двух рядов соответственно равны 4,6 и 4,4. Их дисперсии составляют следую­щие величины: 3,4 и 3,1. Подставив эти данные в приведенную выше формулу коэффициента линейной корреляции, получим следующий результат: 0,92. Следовательно, между рядами дан­ных существует значимая связь, причем довольно явно выражен­ная, так как коэффициент корреляции близок к единице. Дейст­вительно, взглянув на эти ряды цифр, мы обнаруживаем, что большей цифре в одном ряду соответствует большая цифра в дру­гом ряду и, наоборот, меньшей цифре в одном ряду соответству­ет примерно такая же малая цифра в другом ряду.

К коэффициенту ранговой корреляции в психолого-педаго­гических исследованиях обращаются в том случае, когда при­знаки, между которыми устанавливается зависимость, являют­ся качественно различными и не могут быть достаточно точно оценены при помощи так называемой интервальной измеритель­ной шкалы. Интервальной называют такую шкалу, которая по­зволяет оценивать расстояния между ее значениями и судить о

______ Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных___

том, какое из них больше и насколько больше другого. Напри­мер, линейка, с помощью которой оцениваются и сравниваются длины объектов, является интервальной шкалой, так как, поль­зуясь ею, мы можем утверждать, что расстояние между двумя и шестью сантиметрами в два раза больше, чем расстояние между шестью и восемью сантиметрами. Если же, пользуясь некоторым измерительным инструментом, мы можем только утверждать, что одни показатели больше других, но не в состоянии сказать на сколько, то такой измерительный инструмент называется не ин­тервальным, а порядковым.

Большинство показателей, которые получают в психолого-педагогических исследованиях, относятся к порядковым, а не к интервальным шкалам (например, оценки типа «да», «нет», «ско­рее нет, чем да» и другие, которые можно переводить в баллы), поэтому коэффициент линейной корреляции к ним неприменим. В этом случае обращаются к использованию коэффициента ран­говой корреляции, формула которого следующая:

где R_s — коэффициент ранговой корреляции по Спирмену;

d_i — разница между рангами показателей одних и тех же ис­пытуемых в упорядоченных рядах;

п — число испытуемых или цифровых данных (рангов) в кор­релируемых рядах.

Пример.Допустим, что педагога-экспериментатора интере­сует, влияет ли интерес учащихся к учебному предмету на их успеваемость. Предположим, что с помощью некоторой психо­диагностической методики удалось измерить величину интере­са к учению и выразить его для десяти учащихся в следующих цифрах: 5,6,7,8,2,4,8,7,2,9. Допустим также, что при помощи другой методики были определены средние оценки этих же уча­щихся по данному предмету, оказавшиеся соответственно рав­ными: 3,2; 4,0; 4,1; 4,2; 2,5; 5,0; 3,0; 4,8; 4,6; 2,4.

Упорядочим оба ряда оценок по величине цифр и припишем каждому из учащихся по два ранга; один из них указывает на то,

19* 579

______ Часть II. Введение в научное психологическое исследование____

какое место среди остальных данных ученик занимает по успе­ваемости, а другой — на то, какое место среди них же он занима­ет по интересу к учебному предмету. Ниже приведены ряды цифр, два из которых (первый и третий) представляют исходные данные, а два других (второй и четвертый) — соответствующие ранги¹:

2-1,5	2,4-1
2-1,5	2,5-2
4-3	3,0-3
5-4	3,2 - 4
6-5	4,0-5
7-6,5	4,1-6
7-6,5	4,2-7
8-8,5	4,6-8
9-10	5,0 - 10

Определив сумму квадратов различий в рангах ( ^df ) и под­ставив нужное значение в числитель формулы, получаем, что ко­эффициент ранговой корреляции равен 0,97, т.е. достаточно вы­сок, что и говорит о том, что между интересом к учебному пред­мету и успеваемостью учащихся действительно существует ста­тистически достоверная зависимость.

Однако по абсолютным значениям коэффициентов корреля­ции не всегда можно делать однозначные выводы о том, являют­ся ли они значимыми, т.е. достоверно свидетельствуют о суще­ствовании зависимости между сравниваемыми переменными. Может случиться так, что коэффициент корреляции, равный 0,50, не будет достоверным, а коэффициент корреляции, составивший 0,30, — достоверным. Многое в решении этого вопроса зависит от того, сколько показателей было в коррелируемых друг с дру­гом рядах признаков: чем больше таких показателей, тем мень­шим по величине может быть статистически достоверный коэф­фициент корреляции.

В табл. 35 представлены критические значения коэффици­ентов корреляции для различных степеней свободы. (В данном

¹ Если исходные данные, которые ранжируются, одинаковы, то и их ранги также будут одинаковыми. Они получаются путем суммирования и деления пополам тех рангов, которые соответствуют этим данным.

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных___

Таблица 35 Критические значения коэффициентов корреляции для различных степеней свободы (и - 2) и разных вероятностей допустимых ошибок

Число
степеней свободы	Уровень значимости	[
0,05	0,01	0,001
	0,9500	0,9900	0,9900
	0,7545	0,8745	0,9509
	0,5760	0,7079	0,8233
И
	0,4821	0,6055	0,7247
	0,4227	0,5368	0,6524
	0,3809	0,4869	0,5974
28 ,
	0,3494	0,4487	0,5541
	0,3338	0,4297	0,5322
	0,3246	0,4182	0,5189
	0,3044	0,3932	0,4896

Часть II. Введение в научное психологическое исследование

случае степенью свободы будет число, равное и — 2, где п — ко­личество данных в коррелируемых рядах.) Заметим, что значи­мость коэффициента корреляции зависит и от заданного уров­ня значимости или принятой вероятности допустимой ошибки в расчетах. Если, к примеру, коррелируется друг с другом два ря­да цифр по 10 единиц в каждом и получен коэффициент корре­ляции между ними, равный 0,65, то он будет значимым на уров­не 0,95 (он больше критического табличного значения, состав­ляющего 0,6319 для вероятности допустимой ошибки 0,05, и меньше критического значения 0,7646 для вероятности допусти­мой ошибки 0,01).

Метод множественных корреляций в отличие от метода пар­ных корреляций позволяет выявить общую структуру корреля­ционных зависимостей, существующих внутри многомерного экспериментального материала, включающего более двух пере­менных, и представить эти корреляционные зависимости в виде некоторой системы.

Один из наиболее распространенных вариантов этого мето­да — факторный анализ — позволяет определить совокупность внутренних взаимосвязей, возможных причинно-следственных связей, существующих в экспериментальном материале. В ре­зультате факторного анализа обнаруживаются так называемые факторы — причины, объясняющие множество частных (пар­ных) корреляционных зависимостей.

Фактор — математико-статистическое понятие. Будучи пере­веденным на язык психологии (эта процедура называется содер­жательной или психологической интерпретацией факторов), он становится психологическим понятием. Например, в известном 16-факторном личностном тесте Р. Кеттела, который подробно рас­сматривался в первой части книги, каждый фактор взаимно одно­значно связан с определенными чертами личности человека.

С помощью выявленных факторов объясняют взаимозави-. симость психологических явлений. Поясним сказанное на при­мере. Допустим, что в некотором психолого-педагогическом экс­перименте изучалось взаимовлияние таких переменных, как ха­рактер, способности, потребности и успеваемость учащихся. Предположим далее, что, оценив каждую из этих переменных у

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

достаточно представительной выборки испытуемых и подсчитав коэффициенты парных корреляций между всевозможными па­рами данных переменных, мы получили следующую матрицу ин­теркорреляций (в ней справа и сверху цифрами обозначены в пе­речисленном выше порядке изученные в эксперименте перемен­ные, а внутри самого квадрата показаны их корреляции друг с другом; поскольку всевозможных пар в данном случае меньше, чем клеток в матрице, то заполнена только верхняя часть матри­цы, расположенная выше ее главной диагонали).

Анализ корреляционной матрицы показывает, что пе­ременная 1 (характер) значи­мо коррелирует с переменны­ми 2 и 3 (способности и по­требности). Переменная 2 (способности) достоверно коррелирует с переменной 3 (потребности), а переменная 3 (потребности) — с перемен­ной 4 (успеваемость). Факти­чески из шести имеющихся в матрице коэффициентов корреля­ции четыре являются достаточно высокими и, если предполо­жить, что они определялись на совокупности испытуемых, пре­вышающей 10 человек, — значимыми.

Зададим некоторое правило умножения столбцов цифр на стро­ки матрицы: каждая цифра столбца последовательно умножается на каждую цифру строки и результаты парных произведений за­писываются в строку аналогичной матрицы. Пример: если по это­му правилу умножить друг на друга три цифры столбца и строки, представленные в левой части матричного равенства, то получим матрицу, находящуюся в правой части этого же равенства:

Часть II. Введение в научное психологическое исследование

Задача факторного анализа по отношению к только что рас­смотренной является как бы противоположной. Она сводится к тому, чтобы по уже имеющейся матрице парных корреляций, ана­логичной представленной в правой части показанного выше мат­ричного равенства, отыскать одинаковые по включенным в них цифрам столбец и строку, умножение которых друг на друга по заданному правилу порождает корреляционную матрицу. Иллю­страция:

Здесь x_v х_у х₃ и х_А — искомые числа. Для их точного и быст­рого определения существуют специальные математические про­цедуры и программы для ЭВМ.

Допустим, что мы уже нашли эти цифры: х_х = 0,45, х₂= 0,36 х₃ - 1,12, х₄ = 0,67. Совокупность найденных цифр и называется фактором, а сами эти цифры — факторными весами или нагруз­ками.

Эти цифры соответствуют тем психологическим переменным, между которыми вычислялись парные корреляции. х_х — харак­тер, х₂ — способности, х₃ — потребности, х₄ — успеваемость. По­скольку наблюдаемые в эксперименте корреляции между пере­менными можно рассматривать как следствие влияния на них общих причин — факторов, а факторы интерпретируются в пси­хологических терминах, мы можем теперь от факторов перейти к содержательной психологической интерпретации обнаружен­ных статистических закономерностей. Фактор содержит в себе ту же самую информацию, что и вся корреляционная матрица, а факторные нагрузки соответствуют коэффициентам корреляции. В нашем примере х₃ (потребности) имеет наибольшую фактор­ную нагрузку (1,12), а х, (способности) — наименьшую (0,36).

Глава 3. Статистический анализ экспериментальных данных

Следовательно, наиболее значимой причиной, влияющей на все остальные психологические переменные, в нашем случае явля­ются потребности, а наименее значимой — способности. Из кор­реляционной матрицы видно, что связи переменной х₃ со всеми остальными являются наиболее сильными (от 0,40 до 0,75), а кор­реляции переменной х₂ — самыми слабыми (от 0,16 до 0,40).