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

 

 

 

 


ѕсихометрическа€ проверка и стандартизаци€ опросника




ѕсихометрическа€ проверка и стандартизаци€ опросника »ЌЋ проводилась на р€де групп испытуемых, подробное описание которых представлено в приложении ј. √руппы составл€лись из работников предпри€тий и организаций городов ћосква, —анкт-ѕетербург, “верь, а также городов и населенных пунктов ћосковской, Ћенинградской и “верской областей. ¬ необходимых случа€х в состав группы включались учащиес€ школ и лицеев, студенты средних и высших профессиональных заведений, безработные, пенсионеры, уволенные в запас военнослужащие. ¬се группы уравновешивались по полу и репрезентировали широкие диапазоны возраста и стажа работы. ¬ зависимости от назначени€ группы формировались так, чтобы репрезентировать широкий спектр должностей (в общем случае Ц от неквалифицированного вспомогательного персонала Ц до ведущих специалистов и высших руководителей), сфер хоз€йствовани€ (торговл€, промышленность, сельское хоз€йство, медицина, образование, наука, сервис, транспорт, информационные технологии и т.д.) и психологических особенностей профессиональной де€тельности.

ѕроверка факторной валидности выполнена на выборке из 519 человек (выборка Ђ—тандартї в приложении ј), а ее сводные результаты представлены в таблице 5. ќбщие факторы, выделенные из вопросов, соответствующих шкалам опросника, объ€сн€ют от 50% до 67% общей дисперсии. ћодуль коэффициентов коррел€ции пунктов шкалы с ее общим фактором в совокупности по всем шкалам измен€етс€ от 0,336 до 0,918. ћодуль интеркоррел€ций пунктов шкалы в совокупности по всем шкалам измен€етс€ от 0,092 до 0,850; при этом столь низкое значение минимума данного модул€, встретившиес€ дл€ шкалы ЂDolgї, объ€сн€етс€ определенной спонтанностью наличи€ у испытуемых опыта соответствующих трудовых взаимодействий.

¬ таблице 6 приведены обобщенные результаты по проверке интеркоррел€ций шкал опросника »ЌЋ, полученных на выборке из 519 испытуемых (выборка Ђ—тандартї в приложении ј).


“аблица 5 Ц —водные результаты проверки факторной валидности
шкал опросника »ЌЋ (N=519)

ќбозначени€:

n Ц количество пунктов (вопросов) в шкале;

%D Ц процент общей дисперсии, объ€сн€емый общим фактором шкалы;

r1 Ц модуль коэффициентов коррел€ции пунктов шкалы с ее общим фактором;

r2 Ц модуль интеркоррел€ций пунктов шкалы.

Ўкала n %D r1 r2
ћинимум ћаксимум ћинимум ћаксимум
1. Upr     0,641 0,842 0,273 0,715
2. Isp     0,357 0,918 0,126 0,850
3. Dolg     0,336 0,909 0,092 0,850
4. Oper     0,519 0,856 0,163 0,817
5. O     0,649 0,915 0,190 0,841
6. S     0,708 0,842 0,328 0,715
7. I     0,730 0,877 0,438 0,850

 

“аблица 6 Ц ќбобщенные результаты проверки интеркоррел€ций
шкал опросника »ЌЋ (N=519)

ѕримечание: коррел€ции между значени€ми шкал в Ђсырыхї баллах рассчитывались по —пирмену (непараметрическа€ рангова€ коррел€ци€ —пирмена).

Ўкала ƒиапазон изменени€ модул€ интеркоррел€ций данной шкалы с другими шкалами
ћинимум ћаксимум
1. Upr - 0,245 (Isp) - 0,634 (O)
2. Isp 0,101 (Dolg) 0,531 (O)
3. Dolg 0,101 (Isp) 0,552 (I)
4. Oper 0,133 (Dolg) 0,765 (S)
5. O - 0,295 (Dolg) - 0,714 (I)
6. S - 0,180 (Dolg) 0,765 (Oper)
7. I - 0,411 (Isp) - 0,714 (O)

 

 

Ўкалы опросника »ЌЋ не только не €вл€ютс€ ортогональными (независимыми), но, напротив, достаточно сильно св€заны между собой. ¬ целом модуль интеркоррел€ций шкал опросника мен€етс€ от 0,101 (шкалы ЂDolgї и ЂIspї, p<0,05) до 0,765 (шкалы ЂSї и ЂOperї, p<0,01). ƒанный факт отражает объективную высокую интегрированность, с одной стороны, психологического содержани€ профессиональной де€тельности, и в этом плане в полной мере согласуетс€ с общей идеологией интегративно-типологического подхода (см. раздел 2), а с другой стороны Ц работы человеческой психики в целом.

¬ отношении первого обсто€тельства можно также отметить, что, несмотр€ на высокую св€зность, полученную на достаточно объемной выборке (N=519), шкалы опросника »ЌЋ не свод€тс€ друг к другу. ƒругими словами, ошибочно предсказывать направленность личности испытуемого на выраженность какой-либо шкалы, основыва€сь на результатах по другой шкале, пусть и существенно коррелирующей с первой. ѕримером подобных шкал €вл€ютс€ шкалы направленности на управление (шкала ЂUprї) и склонности к коммуникации (шкала ЂSї). ’от€ на используемой выборке коррел€ци€ между этими шкалами высоко значима и имеет среднюю силу выраженности (r=0,424), но в общем случае отношени€ между коммуникабельностью (и экстраверсией в целом) и лидерскими, организаторскими свойствами €вл€ютс€ не линейными, а значительно более сложными, и данный факт хорошо известен в психологии. Ќапример, ј.Ќ.  апустина дл€ описани€ психологического типа людей, способных про€вл€ть организаторские свойства в профессиональной де€тельности при одновременной невысокой выраженности у них экстраверсии, использует термин Ђделовое лидерствої (см.: [17, с. 55]).

“аким образом, в целом шкалы опросника »ЌЋ демонстрируют удовлетворительную факторную валидность, а интеркоррел€ции шкал отражают объективную высокую интегрированность разнопланового психологического содержани€ современной профессиональной де€тельности.

ƒл€ оценки надежности шкал опросника »ЌЋ по однородности использовалс€ р€д общеприн€тых при проверке психодиагностических методик статистических коэффициентов: коэффициенты Ђальфаї  ронбаха, —пирмена-Ѕрауна и √утмана (см.: [2; 3; 4; 11; 27]). ¬ таблице 7 приведены сводные результаты проверки надежности по однородности, выполненной на выборке из 519 испытуемых (выборка Ђ—тандартї в приложении ј). Ўкалы опросника демонстрируют достаточно высокий уровень надежности по однородности.  оэффициент Ђальфаї  ронбаха по совокупности всех шкал мен€етс€ в пределах от 0,832 до 0,942, коэффициент —пирмена-Ѕрауна Ц от 0,838 до 0,947, коэффициент √утмана Ц от 0,838 до 0,946.


“аблица 7 Ц —водные результаты проверки надежности
по однородности шкал опросника »ЌЋ (N=519)

Ўкала  оэффициент Ђальфаї  ронбаха (Cronbach's Alpha)  оэффициент —пирмена-Ѕрауна (Spearman-Brown Coefficient, Equal Length)  оэффициент √утмана (Guttman Split-Half Coefficient)
1. Upr 0,832 0,874 0,874
2. Isp 0,910 0,947 0,946
3. Dolg 0,942 0,945 0,944
4. Oper 0,788 0,838 0,838
5. O 0,899 0,915 0,864
6. S 0,904 0,856 0,856
7. I 0,934 0,947 0,906

 

 

“аблица 8 Ц —водные результаты проверки ретестовой надежности
шкал опросника »ЌЋ (N=154)

Ўкала  оэффициент коррел€ции —пирмена (Spearman's rho) —татистическа€ значимость сдвига по критерию ¬илкоксона (Wilcoxon Signed Ranks Test)
1. Upr 0,911 0,938
2. Isp 0,878 0,280
3. Dolg 0,858 0,474
4. Oper 0,789 0,886
5. O 0,778 0,941
6. S 0,909 0,421
7. I 0,796 0,687

 

 

“аблица 9 Ц —водные результаты проверки критериальной валидности шкал методики »ЌЋ

ѕримечание: условные названи€ контрастных групп соответствуют приложению ј.

ќбозначени€:

- N Ц объем (численность) контрастной группы испытуемых;

- x1, x2 Ц среднее значение по шкале, соответственно, в группе 1 и в группе 2;

- p Ц статистическа€ значимость различий между группами (определ€лась с помощью критери€ ћанна-”итни; нули в записи опущены).

Ўкала √руппа 1 √руппа 2 p
Ќазвание N x1 Ќазвание N x2
1. Upr »сполнители   16,80 –уководители   32,40 ,000
2. Isp »сполнители   10,74 –уководители   8,86 ,080
–€довые исполнители и невысшие руководители   10,14 ¬едущие исполнители и высшие руководители   6,99 ,008
3. Dolg –€довые исполнители   17,49 ¬едущие исполнители   35,07 ,000

ќкончание таблицы 9

Ўкала √руппа 1 √руппа 2 p
Ќазвание N x1 Ќазвание N x2
4. Oper ѕодсобные рабочие   17,52  валифицированные рабочие и промышленные инженеры   20,20 ,022
5. O –абочие   8,57 ќператоры ѕ    7,82 ,455
–абочие_2   9,33 ќператоры ѕ _2   7,34 ,006
ѕромышленные инженеры   3,38 ѕреподаватели   -3,65 ,000
6. S ѕромышленные инженеры   25,52 ѕреподаватели   27,98 ,151
ѕромышленные инженеры_2   24,10 ѕреподаватели_2   28,39 ,006
–абочие_2   21,03 ѕродавцы   24,19 ,001
7. I –€довые исполнители и невысшие руководители   22,70 ¬едущие исполнители и высшие руководители   29,74 ,000
–€довые исполнители   19,51 ¬едущие исполнители   30,69 ,000
ѕодсобные рабочие   14,27  валифицированные рабочие и промышленные инженеры   19,78 ,002
–абочие_2   16,40 ќператоры ѕ _2   20,57 ,000
ѕромышленные инженеры   24,05 Ѕухгалтеры   27,43 ,018

 

 

ƒл€ оценки ретестовой надежности шкал опросника »ЌЋ примен€ли два показател€: 1) непараметрический ранговый коэффициент коррел€ции —пирмена (Spearman's rho) между результатами начального и повторного измерени€ по каждой шкале; 2) непараметрический статистический критерий значимости сдвига ¬илкоксона (Wilcoxon Signed Ranks Test) (см.: [27; 47; 50]).

ѕроверка ретестовой надежности всех шкал опросника выполнена на выборке объемом 154 человека (выборка Ђ–етестї в приложении ј), а ее сводные результаты приведены в таблице 8. ѕовторный опрос проводилс€ с интервалом в 2 мес€ца. «начение коэффициента коррел€ции между показател€ми Ђтест Ц ретестї варьирует в совокупности по всем шкалам от 0,778 до 0,909; все коррел€ции статистически значимы на уровне p<0,01. ѕри этом сдвиг в показател€х по всем шкалам статистически не значим.

ѕроверка критериальной валидности шкал опросника проводилась с помощью метода контрастных групп, где в качестве критери€ использовались различи€ в профессиональной де€тельности. ƒанные различи€ €вл€ютс€ обобщением результатов выполненного в рамках исследовани€ психологического анализа различных разновидностей профессиональной де€тельности, относ€щихс€ к соответствующим группам. —татистическа€ значимость различий в средних значени€х показателей по провер€емой шкале (в Ђсырых баллахї) определ€лась с помощью непараметрического критери€ различий ћанна-”итни (Mann-Whitney Test) (см.: [27; 47; 50]).

¬ таблице 9 приведены сводные результаты проверки критериальной валидности шкал опросника на различных контрастных группах, описание которых приведено в приложении ј, включа€ дескриптивную статистику по данным группам дл€ шкал опросника »ЌЋ (см. таблицу ј-3 приложени€ ј).

ƒл€ шкалы ЂUprї использовались контрастные группы Ђ»сполнителиї (110 чел.) и Ђ–уководителиї (81 чел.) (см. приложение ј), имеющие очевидно различную выраженность управленческого характера труда. –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂUprї между указанными группами высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

ƒл€ шкалы ЂIspї использовались, во-первых, те же контрастные группы Ђ»сполнителиї (110 чел.) и Ђ–уководителиї (81 чел.), что и дл€ шкалы ЂUprї (см. приложение ј). ќднако, как видно из таблицы 9, различи€ в средних значени€х по шкале ЂIspї между указанными группами оказались статистически незначимы (p=0,080). ƒанный факт св€зан с наличием среди управленцев предпри€тий и организаций значительной части таких работников, труд которых интегрирует в себе и управленческий, и исполнительский характер. ƒругими словами, у таких управленцев есть вышесто€щие начальники, по отношению к которым эти управленцы сами €вл€ютс€ подчиненными, а значит Ц исполнител€ми. ¬ соответствии с обобщенной психологической классификацией профессиональной де€тельности такие работники относ€тс€ к метатипу Ђ”правленец-»сполнительї (см. раздел 2).

“аким образом, полученный результат не опровергает критериальную валидность шкалы ЂIspї, но, скорее, показывает, что в общем случае, учитыва€ количественное преобладание среди управленцев руководителей низшего и среднего звена, выраженность исполнительского характера труда у управленцев, хот€ и несколько ниже, чем у исполнителей, но Ђне дот€гиваетї до статистической значимости различий, по крайней мере Ц на тех объемах эмпирических выборок, которые были использованы.

¬ св€зи с этим дл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂIspї дополнительно использовались контрастные группы, сформированные по иному принципу Ц здесь объединены и управленцы, и исполнители, но такие, дл€ которых характерен определенный (либо высокий, либо низкий) уровень выраженности исполнительского характера труда: Ђ–€довые исполнители и невысшие руководителиї (106 чел.) и Ђ¬едущие исполнители и высшие руководителиї (104 чел.) (см. приложение ј). –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂIspї между указанными группами оказались высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность шкалы.

ƒл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂDolgї использовались контрастные группы Ђ–€довые исполнителиї (71 чел.) и Ђ¬едущие исполнителиї (74 чел.) (см. приложение ј). –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂDolgї между указанными группами оказались высоко значимы (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

ƒл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂOperї использовались контрастные группы: Ђѕодсобные рабочиеї (44 чел.) и Ђ валифицированные рабочие и промышленные инженерыї (45 чел.) (см. приложение ј). ѕсихологический анализ разновидностей профессиональной де€тельности, представленной в данных группах, показал, что выраженность оперативной организации и регул€ции де€тельности в первой из них €вл€етс€ низкой, а во второй Ц значительно более высокой. –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂOperї между указанными группами €вл€ютс€ статистически значимыми (p<0,05) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

ƒл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂOї первоначально использовались контрастные группы Ђ–абочиеї (60 чел.) и Ђќператоры персонального компьютераї (Ђќператоры ѕ ї) (60 чел.) (см. приложение ј).

ѕсихологический анализ разновидностей профессиональной де€тельности, представленной в данных группах, показал, что выраженность Ђчувственныхї (сенсорно-перцептивных, психомоторных и т.п.) действий, операций и св€занных с ними психических процессов в первой из них €вл€етс€ высокой, а во второй Ц низкой. ќднако различи€ в средних значени€х по шкале ЂOї между указанными группами оказались статистически не значимыми (p=0,455) (см. таблицу 9). ƒанный факт, на наш взгл€д, объ€сн€етс€ значительным количеством случайных людей среди операторов ѕ  (подрабатывающие студенты и школьники, временна€ работа дл€ безработных и т.д.), но главное Ц недостаточно большим объемом выборки.

¬ св€зи с этим объем данных контрастных групп был расширен примерно в 2 раза, в результате чего образовались новые контрастные группы: Ђ–абочие_2ї (120 чел.) и Ђќператоры ѕ _2ї (118 чел.) (см. приложение ј).

–азличи€ в средних значени€х по шкале ЂOї между указанными группами €вл€ютс€ высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает критериальную валидность шкалы ЂOї. “аким образом, приведенные примеры показывают важность дл€ проверки критериальной валидности объема используемых контрастных групп.

 роме этого, дл€ шкалы ЂOї дополнительно использовались контрастные группы Ђѕромышленные инженерыї (60 чел.) и Ђѕреподавателиї (60 чел.) (см. приложение ј). –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂOї между указанными группами €вл€ютс€ высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что подтверждает ее критериальную валидность.

ƒл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂSї первоначально использовались те же контрастные группы, что и дл€ шкалы ЂOї: Ђѕромышленные инженерыї (60 чел.) и Ђѕреподавателиї (60 чел.) (см. приложение ј). ќднако различи€ в средних значени€х по шкале ЂSї между указанными группами оказались статистически не значимыми (p=0,151) (см. таблицу 9), что потребовало увеличени€ объема контрастных групп.  роме того, в группе Ђѕреподавателиї были мало представлены преподаватели высшей школы.

¬ св€зи с этим на следующем шаге дл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂSї использовались расширенные контрастные группы: Ђѕромышленные инженеры_2ї (70 чел.) и Ђѕреподаватели_2ї (70 чел.). –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂSї между указанными группами €вл€ютс€ высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что доказывает ее критериальную валидность.

 роме этого, дл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂSї дополнительно использовались контрастные группы Ђ–абочие_2ї (120 чел.) (та же, что использовалась при проверке шкалы ЂOї) и Ђѕродавцыї (120 чел.) (см. приложение ј). –азличи€ в средних значени€х по шкале ЂSї между указанными группами €вл€ютс€ высоко значимыми (p<0,01) (см. таблицу 9), что подтверждает критериальную валидность шкалы ЂSї.

ƒл€ проверки критериальной валидности шкалы ЂIї использовалось 5 различных пар контрастных групп:

- Ђ–€довые исполнители и невысшие руководителиї (106 чел.) и Ђ¬едущие исполнители и высшие руководителиї (104 чел.);

- Ђ–€довые исполнителиї (71 чел.) и Ђ¬едущие исполнителиї (74 чел.);

- Ђѕодсобные рабочиеї (44 чел.) и Ђ валифицированные рабочие и промышленные инженерыї (45 чел.);

- Ђ–абочие_2ї (120 чел.) и Ђќператоры ѕ _2ї (118 чел.);

- Ђѕромышленные инженерыї (60 чел.) и ЂЅухгалтерыї (60 чел.).

–азличи€ в средних значени€х по шкале ЂIї между указанными группами €вл€ютс€ высоко значимыми (p<0,01), кроме последней пары групп, где различи€ статистически значимы (p<0,05) (см. таблицу 9). ¬се это подтверждает критериальную валидность шкалы ЂIї.

“аким образом, все шкалы опросника »ЌЋ обладают удовлетворительной критериальной валидностью, поскольку позвол€ют дифференцировать соответствующие целевые контрастные группы испытуемых.

ѕроверка конструктной валидности шкал опросника проводилась с помощью сопоставлени€ результатов, полученных по методике »ЌЋ и другим широко известным опросникам, направленным на вы€вление личностных различий, приблизительно соответствующих конструктной ориентации шкал опросника »ЌЋ. ¬ качестве таких методик использовались следующие:

- опросник Ђ ќ—-2ї (шкалы: Ђќрганизаторские склонностиї и Ђ оммуникативные склонностиї) (см.: [53, с. 263-265]);

- дифференциально-диагностический опросник (ƒƒќ) ≈.ј.  лимова (шкалы: Ђ“ехникаї, Ђ„еловекї, Ђ«накї, Ђ’удожественный образї, Ђѕриродаї) (см.: [30, с. 547-549]);

- опросник профессиональной направленности личности ƒж. ’олланда (шкалы: Ђ–еалистический типї, Ђ»сследовательский типї, Ђ—оциальный типї, Ђ онвенциональный типї, Ђѕредпринимательский типї, Ђјртистический типї) (см.: [30, с. 573-577]);

- методика ј.¬.  арпова определени€ уровн€ рефлексивности [19]);

- методика —.». ћакшанова определени€ креативного потенциала (см.: [32, с. 168-174]);

- методика Ђ“аблицы Ўультеї (примен€лась дл€ определени€ переключаемости внимани€) (см.: [1]);

- методика Ђќбъем оперативной пам€тиї (см.: [1]).

¬ыборка дл€ проверки конструктной валидности составила 127 человек (выборка Ђ онструктї в приложении ј).

ѕо результатам тестировани€ рассчитывалс€ непараметрический ранговый коэффициент коррел€ции —пирмена rho между показател€ми по шкалам опросника »ЌЋ и шкалам других методик, измеренных в Ђсырыхї баллах. ¬ таблице 10 представлены сводные результаты по проверке конструктной валидности шкал опросника »ЌЋ.

 ак видно из таблицы 10, все шкалы опросника »ЌЋ имеют значимые коррел€ционные св€зи, положительные или отрицательные, со многими рассматриваемыми внешними шкалами. Ёто свидетельствует о сложном, высоко интегрированном содержании конструктов, реализуемых с помощью шкал опросника »ЌЋ. ¬месте с тем, конструктную валидность каждой шкалы в наибольшей степени подтверждают ее св€зи с определенными шкалами внешних методик. ƒл€ шкалы ЂUprї Ц это св€зи со шкалами Ђќрганизаторские склонностиї опросника Ђ ќ—-2ї (rho = 0,461, p<0,01), Ђѕредпринимательский типї опросника ƒж. ’олланда (rho = 0,377, p<0,01) и Ђ„еловекї опросника ƒƒќ (rho = 0,466, p<0,01). ƒл€ шкалы ЂIspї Ц это св€зи со шкалами Ђ–еалистический типї (rho = 0,382, p<0,01) и Ђ онвенциональный типї (rho = 0,367, p<0,01) опросника ƒж. ’олланда, а также Ђ“ехникаї опросника ƒƒќ (rho = 0,337, p<0,01). ƒл€ шкалы ЂDolgї Ц это св€зи со шкалами Ђ”ровень рефлексивностиї (rho = 0,835, p<0,01) и Ђ”ровень креативностиї (rho = 0,671, p<0,01), а также Ђ«накї опросника ƒƒќ (rho = 0,237, p<0,01).


“аблица 10 Ц –езультаты проверки конструктной валидности
шкал опросника »ЌЋ (N=127)

ѕримечани€:

а) подробное описание использованной эмпирической выборки (127 чел.) приведено в приложении ј (выборка Ђ онструктї);

б) в таблице приведены только статистически значимые коррел€ции.

ќбозначени€:

- kos_org Ц шкала Ђќрганизаторские склонностиї методики Ђ ќ—-2ї;

- kos_kom Ц шкала Ђ оммуникативные склонностиї методики Ђ ќ—-2ї;

- refl Ц методика Ђ”ровень рефлексивностиї;

- kreat Ц методика Ђ реативный потенциалї;

- vn_per Ц показатель переключаемости внимани€, полученный с помощью методики Ўульте;

- oper_p Ц методика Ђќбъем оперативной пам€тиї;

- h_real Ц шкала типа Ђ–еалистическийї опросника ƒж. ’олланда;

- h_inv Ц шкала типа Ђ»сследовательскийї опросника ƒж. ’олланда;

- h_soc Ц шкала типа Ђ—оциальныйї опросника ƒж. ’олланда;

- h_con Ц шкала типа Ђ онвенциональныйї опросника ƒж. ’олланда;

- h_ent Ц шкала типа Ђѕредпринимательскийї опросника ƒж. ’олланда;

- h_art Ц шкала типа Ђјртистическийї опросника ƒж. ’олланда;

- kl_t Ц шкала Ђ“ехникаї опросника ƒƒќ ≈.ј.  лимова;

- kl_man Ц шкала Ђ„еловекї опросника ƒƒќ ≈.ј.  лимова;

- kl_zn Ц шкала Ђ«накї опросника ƒƒќ ≈.ј.  лимова;

- kl_hud Ц шкала Ђ’удожественный образї опросника ƒƒќ ≈.ј.  лимова;

- kl_pr Ц шкала Ђѕриродаї опросника ƒƒќ ≈.ј.  лимова;

- rho Ц коэффициент коррел€ции —пирмена;

- p Ц уровень статистической значимости коррел€ции;

- цветом выделены коррел€ции, подтверждающие конструктную валидность соответствующей шкалы опросника »ЌЋ.

Ўкала kos_org kos_kom refl kreat vn_per oper_p
1. Upr rho= 0,461 p<0,01 rho= 0,286 p<0,01 rho= 0,296 p<0,01 rho= 0,258 p<0,01 rho= 0,319 p<0,01 rho= 0,339 p<0,01
2. Isp rho= -0,441 p<0,01 rho= -0,533 p<0,01 - rho= -0,330 p<0,01 rho= -0,553 p<0,01 rho= -0,349 p<0,01
3. Dolg - - rho= 0,835 p<0,01 rho= 0,671 p<0,01 rho= -0,225 p<0,05 rho= 0,450 p<0,01
4. Oper rho= 0,576 p<0,01 rho= 0,733 p<0,01 - - rho= 0,699 p<0,01 rho= 0,688 p<0,01
5. O rho= -0,559 p<0,01 rho= -0,557 p<0,01 rho= -0,443 p<0,01 rho= -0,518 p<0,01 rho= -0,498 p<0,01 rho= -0,494 p<0,01
6. S rho= 0,665 p<0,01 rho= 0,895 p<0,01 - - rho= 0,753 p<0,01 rho= 0,389 p<0,01
7. I r= 0,352 p<0,01 r= 0,320 p<0,01 r= 0,647 p<0,01 r= 0,566 p<0,01 r= 0,298 p<0,01 r= 0,783 p<0,01

 


ќкончание таблицы 10

Ўкала h_real h_inv h_soc h_con h_ent h_art
1. Upr rho= -0,452 p<0,01 - rho= 0,394 p<0,01 rho= -0,490 p<0,01 rho= 0,377 p<0,01 rho= 0,224 p<0,05
2. Isp rho= 0,382 p<0,01 - rho= -0,320 p<0,01 rho=0,367 p<0,01 - -
3. Dolg rho= -0,192 p<0,05 rho= 0,177 p<0,05 - rho= -0,428 p<0,01 rho= 0,181 p<0,05 rho= 0,206 p<0,05
4. Oper rho= -0,287 p<0,01 - rho= 0,508 p<0,01 rho= -0,208 p<0,05 - -
5. O rho= 0,519 p<0,01 - rho= -0,495 p<0,01 rho= 0,496 p<0,01 rho= -0,280 p<0,01 rho= -0,176 p<0,05
6. S rho= -0,381 p<0,01 - rho= 0,545 p<0,01 rho= -0,216 p<0,05 - -
7. I rho= -0,368 p<0,01 rho= 0,210 p<0,05 rho= 0,307 p<0,01 rho= -0,462 p<0,01 - -
Ўкала kl_t kl_man kl_zn kl_ho kl_pr  
1. Upr rho= -0,259 p<0,01 rho= 0,466 p<0,01 rho= 0,181 p<0,05 - rho= -0,256 p<0,01  
2. Isp rho= 0,337 p<0,01 rho= -0,441 p<0,01 - - -  
3. Dolg - - rho= 0,237 p<0,01 - -  
4. Oper rho= -0,259 p<0,01 rho= 0,529 p<0,01 - - rho= -0,192 p<0,05  
5. O rho= 0,468 p<0,01 rho= -0,532 p<0,01 rho= -0,253 p<0,01 rho= -0,184 p<0,05 rho= 0,314 p<0,01  
6. S rho= -0,249 p<0,01 rho= 0,690 p<0,01 - - rho= -0,299 p<0,01  
7. I rho= -0,323 p<0,01 rho= 0,283 p<0,01 rho= 0,327 p<0,01 - rho= -0,279 p<0,01  

 

ƒл€ шкалы ЂOperї Ц это св€зи со шкалами Ђѕереключаемость внимани€ї (rho = 0,699, p<0,01) и Ђќбъем оперативной пам€тиї (rho = 0,688, p<0,01). ƒл€ шкалы ЂOї Ц это св€зи со шкалами Ђ–еалистический типї опросника ƒж. ’олланда (rho = 0,519, p<0,01), а также Ђ“ехникаї (rho = 0,468, p<0,01) и Ђѕриродаї (rho = 0,314, p<0,01) опросника ƒƒќ. ƒл€ шкалы ЂSї Ц это св€зи со шкалами Ђ оммуникативные склонностиї опросника  ќ—-2 (rho = 0,895, p<0,01), Ђ—оциальный типї опросника ƒж. ’олланда (rho = 0,545, p<0,01) и Ђ„еловекї опросника ƒƒќ (rho = 0,466, p<0,01). ƒл€ шкалы ЂIї Ц это св€зи со шкалами Ђ”ровень рефлексивностиї (rho = 0,647, p<0,01), Ђ”ровень креативностиї (rho = 0,566, p<0,01), Ђќбъем оперативной пам€тиї (rho = 0,783, p<0,01), а также Ђ«накї опросника ƒƒќ (rho = 0,327, p<0,01).

ѕри этом зачастую не очень высокие значени€ коэффициентов коррел€ции с данными шкалами свидетельствуют об уникальности, специфичности данных конструктов.

—тандартизаци€ методики проводилась на выборке из 519 испытуемых (характеристики ее репрезентативности приведены в приложении ј, выборка Ђ—тандартї). –асчеты по стандартизации шкал опросника выполн€лись с помощью статистического пакета программ SPSS for Windows ver.17.0. Ќа основании таблиц частот распределени€ суммарных Ђсырыхї баллов по каждой шкале, а также с учетом теоретически возможного минимума и максимума таких баллов дл€ каждой шкалы были получены таблицы перевода суммарных Ђсырыхї баллов в стандартизованные единицы измерени€ Ц стэнайны (от англ. Ђstandard nineї Ц Ђстандартна€ дев€ткаї) (см., например: [2, с. 79; 27]).

—водна€ таблица перевода Ђсырыхї баллов в стэнайны дл€ шкал методики »ЌЋ представлена в разделе 7.






ѕоделитьс€ с друзь€ми:


ƒата добавлени€: 2016-12-05; ћы поможем в написании ваших работ!; просмотров: 618 | Ќарушение авторских прав


ѕоиск на сайте:

Ћучшие изречени€:

¬ы никогда не пересечете океан, если не наберетесь мужества потер€ть берег из виду. © ’ристофор  олумб
==> читать все изречени€...

1939 - | 1784 -


© 2015-2024 lektsii.org -  онтакты - ѕоследнее добавление

√ен: 0.05 с.