Ћекции.ќрг


ѕоиск:




 атегории:

јстрономи€
Ѕиологи€
√еографи€
ƒругие €зыки
»нтернет
»нформатика
»стори€
 ультура
Ћитература
Ћогика
ћатематика
ћедицина
ћеханика
ќхрана труда
ѕедагогика
ѕолитика
ѕраво
ѕсихологи€
–елиги€
–иторика
—оциологи€
—порт
—троительство
“ехнологи€
“ранспорт
‘изика
‘илософи€
‘инансы
’ими€
Ёкологи€
Ёкономика
Ёлектроника

 

 

 

 


Ўкала Ѕогардуса (социальной




ƒ»—“јЌ÷»») Ч метод измерени€ уста≠новки одной соц. гр. относительно др. соц. гр. –еспондентам предлагаетс€ вы≠разить свое согласие или несогласие с се≠мью монотонными (кумул€тивными) су≠ждени€ми, относ€щимис€ к опред. соц. гр.: от Ђжелательно установление близко≠го родства путем бракаї до Ђне должны проживать в моей странеї. ѕредполагает≠с€, что эти суждени€ отражают соотв. Ђсоц. дистанцииї, желательные дл€ рес≠пондента по отношению к типичным членам изучаемой гр., что психол. рас≠сто€ние между последовательными суж≠дени€ми одинаково и группова€ установ≠ка опред. как сумма или среднее по гр.

Ћит.: «айцева ћ.». ћетоды шкалиро≠вани€ при измерении установки // —оц. иссл-€. ¬ып. 5. ћ., 1970; Bogardus E.S. Analyzing Changer in Public Opinion // Journal of Applied Sociology. 1925. V. 9; Idem. Measuring Social Distance // Ibid.

M.C.  осолапое

Ў јЋј √”““ћјЌј (√”“ћјЌј) - по≠н€тие, с к-рым тесно св€зано представ≠ление о шкалограммном анализе, т.е. со≠вокупности вычислительных процедур, предназначенных дл€ обработки данных в соответствии с моделью, предложен≠ной в 1940-х гг. Ћ. √уттманом. »деи и методы, развитые √уттманом, стали весь≠ма попул€рны среди исследователей в области соц. наук из-за их простоты и ес≠тественности.

Ўкалограммный анализ (в осн. своей ч.) предназначен дл€ обработки данных, образованных ответами респондентов на вопр. анкеты или теста, причем все вопр. допускают ответы только вида Ђдаї или


Ђнетї. –ез-том применени€ метода ел) жат шкала вопр. и шкала респонденто1 согласованные с т.з. модели, предложен ной √уттманом. ѕомимо этого, использ; етс€ р€д числовых индексов, с помощь: к-рых можно оценить, насколько исход ные данные согласуютс€ с моделью шкг лограммного анализа.

–ассмотрим гр. вопр. анкеты, преднг значенных дл€ анализа. ѕредположип что все вопр. относ€тс€ к одному и тот же соц. €влению (свойству, факту и т.п. а различие в ответах респондентов на ра: ные вопр. может объ€сн€тьс€, напр. тел что разные вопр. и разные респондент отождествл€ютс€ с разными про€вленш ми этого свойства. »спользуем дл€ по€< нени€ гипотетический пример изучен и такого €влени€, как Ђсоц. климатї в тр] довом коллективе. —оотв. анкета мои: бы включать след. вопр.:

A. «а последние полгода € не помню
нас к.-н. серьезных конфликтов;

Ѕ. ”тром, ид€ на работу, € с удовол! ствием думаю, что снова увижу свои коллег;

B. ћногочисленные конфликты у ш
в коллективе никак не св€заны с содег.
жанием работы;

√. –абота пошла бы лучше, если б: врем€ от времени не приходилось трг тить силы на разные др€зги.

(»нструкци€: пометить знаком Ђ4 утверждени€, с к-рыми вы согласны).

Ѕудем полагать, что ответы рее π о г дентов на один и тот же вопр. не завис€ от индивидуально-психологических ра; личий между ними, а опред. только теп насколько в коллективе, в к-ром работае респондент, выражено (в положительну] или отрицательную сторону) латентне свойство, обозначенное выше как coi климат. ≈сли это так, то следует ожидат] что по€в€тс€ недопустимые сочетай и ответов респондентов, напр. - + - +. Ѕс лее того, можно так упор€дочить вощ анкет и так переобозначить ответы, чт табл. возможных сочетаний ответов 6} дет очень короткой и иметь совершенн опред. структуру. ¬ приведенном приме ре рассмотрим следующее упор€дочени вопр.: Ѕ, ј, √, ¬. ќбозначим знаком Ђ+



Ў јЋј √”““ћјЌј <√”“ћјЌј)


отрицательные ответы на вопр. √ и ¬ (тогда дл€ всех вопр. знак Ђ+ї означает выбор в пользу хорошего климата по сравнению с плохим). Ёто позволит привести табл. возможных сочетаний от≠ветов к след. виду:

 

 

Ќомер сочетани€ ¬опр.
Ѕ ј ¬
  + + + +
  - + + +
  - - + +
  - - - +
    _,    

ќтветы одного респондента могут об≠разовывать только одно из п€ти допус≠тимых сочетаний.

“ака€ структура исходных данных мо≠жет порождатьс€ след. простой матем. моделью. ѕредположим, что свойство Ђсоц. климатї можно измерить одномер≠ной числовой шкалой, на к-рой каждому трудовому коллективу ставитс€ в соот≠ветствие точка (число). Ёто же число приписываетс€ всем респондентам из этого коллектива (в соответствии со сде≠ланным выше предположением ответы респондентов из одного коллектива должны быть одинаковыми). ¬опр. анке≠ты тоже может быть измерен на этой шкале по след. правилу: вопр. X припи≠сываетс€ число д:, если дл€ положитель≠ного ответа на этот вопр. необходимо ра≠ботать в коллективе, к-рому приписано число большее х, а дл€ отрицательного ответа на тот же вопр. необходимо рабо≠тать в коллективе, к-рый измерен по этой шкале значением не большим, чем χ

»з этой модели, как из описанной выше структуры допустимых сочетаний ответов, вытекает р€д следствий. Ќапр., если респондент дал положительный от≠вет на вопр. Ѕ, то он об€зательно даст положительные ответы (с учетом прин€≠тых переобозначений) и на остальные вопр. ≈сли анкета содержит η вопр., удовлетвор€ющих в совокупности опи≠санной модели, то существует только η + 1 допустимых сигнатур, и, значит, респонденты, ответившие на вопр. анке-


ты, могут образовать не более чем и + 1 гр., каждой из к-рых приписываетс€ свое значение на шкале латентного фак≠тора. ѕусть /и у Ч индексы двух вопр. анкеты, i,j ИИ {1, 2,..., и}; пусть также Ki и Kj Ч число респондентов, ответив≠ших положительно на /-и и>-й вопр. ан≠кеты, соотв., а  уЧ число респондентов, ответивших положительно и на ί-й и j-й вопр. “огда при условии справедливости модели √уттмана должно выполн€тьс€ след. соотношение дл€ любых двух пар вопр. / и /:

(1)

 ^тт( ,, Kj).

ясно, что реальные данные, получен≠ные в рез-те опросов, могут удовлетво≠р€ть описанной матем. модели лишь приблизительно. »спользу€ свойство (1), можно ввести индекс, позвол€ющий оценить, насколько данные согласуютс€ с моделью √уттмана. ¬ 1947 Ћавингер предложил рассматривать индекс одно≠родности дл€ двух вопр. вида:

(2)

Η K9'k-kj ______

IJ πύη(ΚД Kj)-K,Kj

¬еличина ў равна I, когда два вопр. однородны, т.е. удовлетвор€ют соотно≠шению (1); та же величина равна 0, ко≠гда ответы на эти два вопр. Ч независи≠мые событи€. »ндекс однородности всей совокупности вопр. получаетс€ как взвешенное среднее всех индексов »д. ¬ кач-ве весов предполагаетс€ использо≠вать величины

q:j = min ( ,,  ^ [т - max ( ,, if,)],

где т Ч число респондентов, отвечав≠ших на эти вопр. “.о., получаем след. индекс однородности всей анкеты:

Η

(3)

Ί.Β,

к-рый равен 1, когда данные идеально со≠ответствуют модели √уттмана, и равен ќ, когда вопр. в совокупности независимы. ≈сли исследователь, использу€, напр. индекс я, убедилс€, что его данные не противоречат модели √уттмана, он мо≠жет применить один из многочисленных



Ў јЋј Ћј… ≈–“ј (Ћ» ≈–“ј)


вычислительных методов, рассмотрен≠ных в лит., чтобы присвоить шкальные значени€ вопр. и респондентам.

ќтклонени€ от модели √утгаана, со≠сто€щие в невыполнении соотношени€ (1), могут объ€снитьс€ двум€ принципи≠ально разными причинами. ≈сли пред≠положить, что реакци€ респондента на вопр. не опред. однозначно свойствами респондента и волр., а есть всегда (до нек-рой степени) случайный процесс, то мы приходим к веро€тностным модел€м стат. теории тестов и латентно-структур≠ного анализа. ≈сли же оставатьс€ в рам≠ках детерминированных моделей, к к-рым и принадлежит модель √уттмана, то придетс€ или отказатьс€ от предполо≠жени€ об одномерности латентного свойства, к-рым описываютс€ респон≠денты и вопр.; или (что эквивалентно с матем. т.з.) предположить, что взаимо≠действие респондентов и вопр. анкеты объ€сн€етс€ действием более чем одного свойства. Ёто приводит к многомерным обобщени€м модели √утгаана, к-рые впервые начал рассматривать ‘.  умбс. Ёти модели основаны на след. перефор≠мулировке модели √утгаана: можно счи≠тать, что в одномерной модели каждому вопр. ставитс€ в соответствие область шкалы, на к-рой расположены точки, соотв. респондентам, давшим положи≠тельный ответ на этот вопр. ¬ данном случае это будет множество вида {у| χ > х}, где jc Ч Ђпороговое значениеї, приписываемое вопр. ¬ многомерных обобщени€х каждому вопр. ставитс€ в соответствие область многомерного про≠странства, образованного совокупностью одномерных шкал, к-рыми измер€ютс€ респонденты. Ќапр., в т.н. конъюнктив≠ной модели такие области имеют вид:

{(я, Џ)\”1 >*], ”г >’Ћ

Ёто означает, что респондент отвеча≠ет положительно на вопр. только тогда, когда его значени€ у\ и у>2 (рез-ты изме≠рени€ этого испытуемого по двум ла≠тентным факторам) превосход€т соотв. Ђпороговые значени€ї X] и хъ приписан≠ные вопр. ¬ подобных модел€х возника≠ет очень важный момент Ч оценка раз-


номерности пространства или числа ла≠тентных факторов, к-рыми можно опи≠сать полученные данные.

¬ тех случа€х, когда Ў.√. оказывают≠с€ адекватными исходным данным, их применение эффективно ввиду удобства интерпретации компонент модели и простоты вычислительных процедур.

Ћит.: √уттман Ћ. ќсн. компоненты шкального анализа // ћатем. методы в совр. буржуазной соц-и. ћ-, 1966; Torgerson W.S. Theory and Methods of Scaling. N.Y., 1958; Koppen M.G.M. On Finding the Bidimension of a Relation // Journal of Math. Psych. 1987. V. 31. No. 2.

√.ј. —атаров

Ў јЋј Ћј… ≈–“ј (Ћ» ≈–“ј) - ме≠тод шкалировани€ соц.-психол. характе≠ристик индивидов, представл€ющий со≠бой адаптацию тестового подхода к зада≠чам измерени€ установки. ћетод был предложен –. Ћайкертом в 1932 и поло≠жил начало разработке суммирующих шкал установки.

ѕроцедура измерени€ установок очень проста. –еспондент выражает свое согласие или несогласие с каждым суж≠дением из предложенного набора по п€≠ти- или семибалльной шкале от Ђполно≠стью согласен* до Ђполностью несогла≠сенї. ћесто респондента на итоговой шкале установки опред. суммой его от≠кликов на каждое суждение, что и дало др. наименование ў.Ћ. Ч метод сум≠марных оценок.

ќтбор суждений дл€ итоговой шкалы осуществл€етс€ в процессе измерени€ установки дл€ респондентов из гр., ана≠логичной той совокупности, дл€ к-рой строитс€ шкала. »сходным пунктом рас≠четов служит гипотеза о том, что рес≠понденты с высоким общим баллом должны в среднем относительно отд. суж≠дени€ набрать больше очков, чем рес≠понденты с низким общим баллом. ќт≠бираютс€ из первичного набора только те суждени€, к-рые обладают сильной дискриминирующей способностью от≠носительно измер€емой установки.

ќбычно оцениваетс€ либо степень, с к-рой суждение различает индивидов с



Ў јЋј ћЌќ√ќћ≈–Ќјя


высокой и низкой установкой, либо ве≠личина коррел€ции отд. суждени€ с ин≠тегральной шкалой, либо и то и др. Ёта процедура Ч один из вариантов извест≠ного анализа суждений. ¬идно, что ана≠лиз данных, отбор суждений, способ ин≠терпретации балльных оценок полностью аналогичны тестовому подходу, осн. на классической психометрической модели.

—ущественным отличием Ў.Ћ. от шкал терстоуновского типа €вл. то, что не опред. шкальные значени€ самих су≠ждений. Ќе€вно предполагаетс€, что все они обладают одинаковыми (с точно≠стью до знака) шкальными значени€ми (иначе баллы должны были бы склады≠ватьс€ с соотв. весами). ≈динственным €вным требованием €вл. наличие равно≠го числа позитивных и негативных суж≠дений. ѕоэтому здесь вообще не может идти речь о некой объективной точке отсчета дл€ измерени€ установки.

Ў.Ћ. довольно легко построить, она относительно надежна даже при неболь≠шом кол-ве суждений. — ее помощью достигаетс€ пор€дковый уровень изме≠рени€ (интервальной только Ђпо опреде≠лениюї). Ўкала не гарантирует одно≠мерности и не €вл, репродуктивной, од≠нако очень широко примен€етс€ в соци-ол. и соц.-психол. иссл-€х.

Ћит.: ѕроцесс соц. иссл-€. ћ., 1975; ќсипов √.¬., јндреев Ё.ѕ. ћетоды изме≠рени€ в соц-и. ћ,, 1977; “олстова ё.Ќ. »змерение в соц-и:  урс лекций. ћ., 1998; Likert R.A. Technique for а Measurement of Attitudes // Archive of Psychology. 1932. V. 7. No. 140; Afciver J. Carminese, Undimensional Scaling. L; Beverly Hills, 1990. Ser. ЂQuantitative Applications in the Social Sciencesї.

M.C.  осолапое

Ў јЋј ћЌќ√ќћ≈–Ќјя - шкала, примен€ема€ в том случае, когда эмпи≠рическа€ система с отношени€ми ото≠бражаетс€ в многомерную числовую систему. Ѕольшинство традиционных методов шкалировани€ использует пред≠положение о наличии нек-рой одномер≠ной характеристики, вдоль к-рой распо≠лагаютс€ объекты измерени€. ќднако во


мн. случа€х такой подход оказываетс€ недостаточным Ч сложность социол. объектов часто не позвол€ет пользовать≠с€ предположением о наличии одномер≠ной характеристики, однозначно вос≠принимаемой всеми респондентами и используемой ими при измерении.

≈сли соотв. шкальные критерии (процедуры оценки неодномерности) показали многомерность соотв. характе≠ристики, то это приводит исследовател€ к след. альтернативным решени€м: 1) ограничитьс€ выводом, что с помощью одномерной модели измерение невоз≠можно; 2) разделить исходную совокуп≠ность стимулов (суждений, вопр. анкеты и т.д.) на гр., кажда€ из к-рых обуслов≠лена одномерным параметром данной многомерной характеристики, и даль≠нейшее измерение вести вдоль каждого такого параметра отдельно; 3) исклю≠чить респондентов или стимулы, без к-рых шкала может считатьс€ одномер≠ной (обычно так и поступают при фор≠мировании одномерных шкал), либо ввести предположение о Ў.м. »наче го≠вор€, необходимо предположить, что от≠ношени€ в рассматриваемой эмпириче≠ской системе нос€т такой характер, что при попытке отображени€ этой системы в числовую оказываетс€ невозможным сохранить эти эмпирические отношени€, принима€ во внимание только одномер≠ные числовые системы (см. Ўкала), —о≠хранение отношений удаетс€ осущест≠вить только в том случае, если числова€ система будет многомерной. ¬ этом слу≠чае примен€етс€ Ў.м. — ее помощью каж≠дому объекту измерени€ ставитс€ в соот≠ветствие последовательность чисел.

≈сли объектами измерени€ €вл. сти≠мулы (любые объекты, внешние по от≠ношению к респонденту), удачной аль≠тернативой одномерному континууму характеристики служит пространство воспри€ти€. ѕространством воспри€ти€ респондента (гр. респондентов) называ≠етс€ гипотетическое пространство, ос€≠ми к-рого служат скрытые одномерные характеристики (свойства) измер€емых объектов, воспринимаемые респонден≠том (респондентами) и используемые им



Ў јЋј “≈–—“ќ”Ќј


при вынесении оценочных суждений об объектах. »змер€емые объекты при этом представл€ютс€ точками в этом простран≠стве, а проекции соотв. точек на оси €вл. шкальными значени€ми объектов по вос≠принимаемым характеристикам.

Ќабор шкальных значений объектов измерений по гр. одномерных парамет≠ров, предположительно вход€щих в изу≠чаемую многомерную характеристику, еще не есть Ў.м. «десь кажда€ одномер≠на€ числова€ система €вл. отображением отд. эмпирической системы с отношени€≠ми. ƒл€ превращени€ гр. одномерных шкал в Ў.м. нужно еще решить задачу синтеза.

Ћит.: —атаров √.ј.,  аменский B.C. ќбщий подход к анализу экспертных оценок методами многомерного шкали≠ровани€ // —тат. методы анализа экс≠пертных оценок. ћ., 1977;  €игер —.Α.,  осолапое ћ.—., “олстова ё.Ќ. Ўкали≠рование при сборе и анализе социол. информации. ћ., 1978;  осолапое ћ. —. ‘ормирование признакового простран≠ства с помощью многомерного шкали≠ровани€ // “ипологи€ и классификаци€ в социол. иссл-€х. ћ., 1982; ƒейвидсон ћ. ћногомерное шкалирование. ћ., 1998; KruskalJ.B., Wish Μ. Multidimensional Scaling. L.; Beverly Hills, 1989. Ser. ЂQuantitative Applications in the Social Sciencesї,

M.C.  осолапое

Ў јЋј “≈–—“ќ”Ќј - метод шкали≠ровани€ соц.-психол. характеристик рес≠пондентов (соц. установок, ценностных ориентации и т.д.), основанный на пред≠варительном измерении шкальных зна≠чений набора суждений, отражающих разл. степень выраженности измер€емой характеристики. Ќа этом этапе гр. экс≠пертов (практически ограничиваютс€ гр. в 50 чел.), представл€ющей собой мо≠дель исследуемой совокупности респон≠дентов, осуществл€етс€ отбор и эталони≠рование предложенных суждений. ќтби≠раютс€ только те из них, к-рые получают наиб, согласованные оценки экспертов. ќкончательно обычно отбирают от 15 до 30 суждений, шкальные значени€ к-рых


равномерно покрывают весь континуум изучаемой установки.

Ќа данном этапе происходит само шкалирование установки индивидов. ƒл€ этого полный набор отобранных сужде≠ний в случайном пор€дке предъ€вл€етс€ каждому респонденту, к-рый выражает свое согласие или несогласие с каждым из предложенных суждений. Ўкальное значение индивида (по изучаемой харак≠теристике, установке) опред. как среднее шкальных значений тех суждений, с к-рыми он согласилс€.

Ўкалы установок терстоуновского типа отличаютс€ друг от друга процеду≠рой эталонировани€ суждений. ¬ клас≠сической работе Ћ. “ерстоуна (1929) дл€ этой цели примен€лс€ метол равнокажу-щихс€ интервалов. ќднако со временем стали примен€тьс€ более обоснованные методы получени€ интервальных оценок суждений: последовательных интервалов и парных сравнений. ћетоды Ў.“. дос≠таточно трудоемки и не нашли пока ши≠рокого применени€ в практике массовых социол, иссл.

Ћит.:  €игер —.Α.,  осолапое ћ.—., “олстова ё.Ќ. Ўкалирование при сбо≠ре и анализе социол. информации. ћ-, 1978; ядов ¬.ј. —оциол. иссл-е: методо≠логи€, программа, методы. —амара, 1995; “олстова ё.Ќ. »змерение в соц-и:  урс лекций. ћ., 1998; Thurstone L.L., Chaw E.J. The Measurement of Altitude. Chi., 1929; MciverJ., Carmines E. Undimensional Scaling, L.; Beverly Hills, 1990. Ser. ЂQuantitative Applications in the Social Sciencesї.

M.C.  осолапое

Ў ќЋј  ”Ћ№“”–Ќќ-»—“ќ–»„≈≠— јя Ч совокупность концепций в культурологии, истор. и соц. науках, объедин€ема€ взгл€дом на культуру как на р€д обособленных наборов элементов культуры, однажды возникших в одном месте независимо от воли людей, не об≠ладающих внутренним развитием и рас≠простран€ющихс€ путем диффузии.

ў.к.-и. возникла как альтернатива однолинейному эволюционизму. ≈е ме-тодол. принципы были разработаны нем. этнографом ‘. √ребнером, выдвинув-



Ё


Ё¬ќЋё÷»ќЌ»«ћ —ќ÷»јЋ№Ќџ… -

концепции обществ, развити€ 19 Ч 1-й пол. 20 в., опирающиес€ на пон€тие Ђэволюци€ї-.  ак тип филос.-истор. мышлени€ Ё.с. имел наивысший авто≠ритет во 2-й пол. 19 в. после распростра≠нени€ дарвинизма. Ќо сама иде€ соц. эволюции как закономерного развити€ об-ва существовала задолго до призна≠ни€ эволюции биол. видов. Ёлементы теории соц. эволюции в широком смыс≠ле развивали јристотель, Ћукреций, ƒж. ¬ико, ј. “юрго. √. √егель, ќ,  онт и мн. др. —овр. „. ƒарвину авторы Ђклассическихї концепций Ё.с. √. —пен≠сер и Ё. “айлор настаивали на своей независимости от него. » наоборот, мн. пон€ти€ эволюционной биологии (Ђборьба за существованиеї, Ђконкурен≠ци€ї, Ђпрогрессї и др.) выросли из соц. прототипов. »менно общекультурной атмосферой, созданной философией об≠ществ, наук, во мн. объ€сн€етс€ массо≠вый быстрый успех дарвинизма.

–азвитие в рамках дарвинизма тео≠рий естеств. отбора и происхождени€ чел. вли€ло на первоначальные идеи об≠ществ, развити€, и продукты этого слож≠ного взаимодействи€ составили Ё.с. как социол. течение в узком смысле. ќсн. принципы, базирующиес€ на убежде≠нии, что прошлое человечества можно восстановить, изуча€ существующие примитивные об-ва, а истор. родослов≠ную совр. об-в проследить по Ђпережит≠камї внутри них первобытных идей и обычаев, Ё.с. заимствовал из соц. антро≠пологии и этнологии того времени. “о≠гда же Ё.с. зан€л господствующие пози≠ции в Ђгенетической соц-иї, исследую≠щей вопр. о происхождении обществ, жизни и ее ин-тов (религии, брака и т.д.). ѕозднее Ё.с. чаще всего крити≠ковали (функционалисты и др.) именно за эту (опиравшуюс€ на произвольное


пользование сравнительно-историче≠ским методом) традицию спекул€тивной и часто европоцентричной реконструк≠ции происхождени€ обществ, ин-тов, за построение стадий эволюции Ђметодом ножниц и кле€ї (т.е. искусственного подбора примеров из мн. об-в и эпох). ’от€ мн. из содержательных суждений ранних эволюционистов со временем были отвергнуты наукой, это не обесце≠нило саму идею соц. эволюции.

ќстрый теор. спор, неисчерпанный до сего дн€ (см. Ќеоэволюцинизм), кон≠центрировалс€ вокруг проблемы приме≠нимости дарвиновских принципов к эволюции чел. об-ва. —трогое их прове≠дение требует рассматривать об-во и лю≠бую форму орг-ции как бесструктурную совокупность свойств или элементов, а эволюцию как процесс изменений бла≠годар€ случайным вариаци€м и естеств. отбору. ¬ рез-те конкуренции в олред. среде нек-рые типы соц. €влений начи≠нают количественно преобладать в силу лучших приспособительных кач-в, а др. вытесн€ютс€. “ака€ трактовка эволюции встретила активное сопротивление со стороны мн. религ. идеологов и филосо≠фов антипозитивистской ориентации, поскольку казалась отрицанием вс€кого внутр. смысла, мор. цели и у природы, и у человечества, заменой соц. пор€дка хаосом.

Ќо и позитивистска€ эволюционна€ соц-€ (—пенсер и др.) не соглашалась игнорировать очевидные структурные свойства соц. систем, взаимосв€занность соц. изменений и зависимость их на≠правленности от истор. сложившейс€ внутренней орг-ции об-ва. Ќар€ду с по≠н€тием эволюции, управл€емой слепой причинностью, эта соц-€ часто прибега≠ла к пон€тию прогресса, телеологиче≠ской эволюции, в к-рой коллективный разум соединенных в об-во людей посте-


 


ре, апдамднисв, i^ciuajtii ив, иушмснив/,

€кобы сохранивша€ пам€ть об акте тво≠рени€, в то врем€ как в совр. культурах






ѕоделитьс€ с друзь€ми:


ƒата добавлени€: 2016-12-04; ћы поможем в написании ваших работ!; просмотров: 633 | Ќарушение авторских прав


ѕоиск на сайте:

Ћучшие изречени€:

Ќасто€ща€ ответственность бывает только личной. © ‘азиль »скандер
==> читать все изречени€...

546 - | 472 -


© 2015-2023 lektsii.org -  онтакты - ѕоследнее добавление

√ен: 0.028 с.