Программа «Высшее образование»



страница57/71
Дата10.05.2018
Размер4.29 Mb.
ТипПрограмма
1   ...   53   54   55   56   57   58   59   60   ...   71
: Будущая профессия

студента (X)

Степени удовлетворенности учебой (У)

Марги­нальные частоты по строкам Но

Максималь­ные чистоты но строкам

VI) ьш


1

2

3

4

5

1 .Политолог

14

20

31

30

5

100

0| шач =31

2.Соииолог

30

40

60

60

10

200




3.Культуролог

90

90

60

45

15

300

П1тл1=90

4.Филолог

31

30

19

15

5

100

mix =31

5.Психолог

а

10

15

15

2

50

П5льи=15

б.Историк

27

110

15

85

13

150




Маргиналь­ные частоты по столбцам Hi,

200

300

200

250

50

Ни, =1000



Чему же равен коэффициент в нашем случае? Он рассчитывается очень просто.

. (31 + 60 + 90 + 31 +15 +110)-300

λν / г = = 0,05

у / 1000 - 300
Даже по тому, как вычисляется коэффициент, видно, что он позволяет определять, существуют ли в строка модальные группы, т. е. есть ли в каждой профессиональной группе ярко выраженная, часто встречаемая «степень удовлетворенности учебой». Судя по нашей таблице, таких групп практически нет, что и подтверждается маленьким значением коэффициента. Какими же свойствами обладает этот коэффициент?

1. Он изменяется от нуля до единицы.

2. Он равен единице только в одном случае, когда в каждой
профессиональной группе все студенты имеют одинаковую степень
удовлетворенности учебой и при этом в каждой отличную от другой. Если
бы наша таблица сопряженности при те же маргинальны частота имела
бы такой вид, как это представлено в таблице .3.5.2, коэффициент был бы
равен 0,86.

(100 + 200 + 300 +100 + 50 +150) - 300 900 - 300
1000-300 " 700

Таблица 3.5.2

Таблица сопряженности двух признаков (для Д Л =0,86)


Будущая профессия

(X)

Степени удовлетворенности

(У)

Маргиналь­ные частоты по строкам

Максимальные частоты по строкам

ft] МАХ





1

2

3

4

5

ГЦ η




1 .Политолог

0

0

100

0

0

КЮ

П| пм* =100

2.Социопог

200

0

0

0

0

200

n:nw=200

З.Культуролог

0

300

0

0

0

300

nJ mm =300

4.<1*1лолог

0

0

0

100

0

100

Щийа =100

5-Психолог

0

0

0

0

50

50

Щ max =50

б.Историк

0

0

100

150

0

250

П» max =150

Маргинальные частоты по столбцам

200

300

200

250

50

П,м,=:1000

По max =300

Итак, визуально мы наблюдаем наличие модальных групп в строках, кроме последней. Если бы в нашей таблице число строк равнялось числу столбцов, например, не было бы историков, то коэффициент был бы равен 1, а таблицу можно было бы перестановкой столбцов превратить в такую, в которой только диагональные элементы отличались бы от нуля. Таким образом, по значению коэффициента можно судить о степени отличия реальной таблицы от диагональной. В случае, когда значение коэффициента равно 1, вероятность статистического предсказания (У) по X максимальная. Такой случай практически в социологических исследованиях не встречается.

3. Значение коэффициента равно нулю в нескольких случаях. Первый — все частоты сосредоточены только в одной строке. На самом деле знание признака X нечего не дает для увеличения знания об У. Второй случай — отсутствие феномена модальности, т. е., условно говоря, полная «размытость» данных в таблице. По таблице 3.5.1 мы получили значение, близкое к нулю и равное 0,05. Практически модальность не наблюдается. И наконец, третий случай, когда все частоты сосредоточены только в одном столбце.

Этот случай заслуживает особого внимания, ибо противоречит основному содержанию коэффициента. Если данные сосредоточены в одном столбце, то естественно модальные классы существуют. Тогда и вероятность предсказания значения У по значению X должна быть равна единице. А наш коэффициент равен нулю. Здесь мы наблюдаем ситуацию, когда коэффициент плохо ведет себя в нуле. Запомните эту фразу. Вы будете встречаться с подобными фразами и в случае других коэффициентов. Чтобы исключить неверную интерпретацию нулевого значения, необходимо по одномерному распределению уточнить, не сосредоточены ли данные только в одном столбце. Такой случай также не встречается в социологической практике.

Представляется важным отметить, что в реальны исследования значения коэффициента Гуттмана очень малы и использовать их нужно так же, как и многие другие коэффициенты в сравнительном контексте, например, для ранжирования как бы независимых между собой признаков по степени их влияния на некоторый особенно важный для исследователя признак, обозначаемый как целевой, зависимый. Если такого нет, то направленные коэффициенты «лямбда» использовать не имеет особого смысла.

Меры τ (may) Л. Гудмена и Е. Краскала (L. Goodman, Ε. Kruskal)

Эти меры, на мой взгляд, интересны социологу, ибо с ними можно работать в сравнительном контексте, не обращая особого внимания на всякие значимости. Таких мер вообще-то три, как и в случае мер Гуттмана. Первые две из них направленные, а третья как бы усредняет первые два. Мы рассмотрим только одну из них. Для этого опять обратимся к нашей таблице сопряженности 3.5.1. При этом вспомним и рис. 3.3.1. На этом рисунке были изображены эмпирические кривые распределения удовлетворенности учебой в каждой профессиональной группе — будущие профессии студентов-гуманитариев (мы уже обозначили эти признаки через У и X). Визуально мы с вами наблюдали наличие трех типологических синдромов по характеру распределения признака У. Другими словами, три типа структуры удовлетворенности учебой.

Ни один коэффициент глобального арактера не позволит определить, сколько типов структур наблюдается. Если социолога интересуют такие группы, то до применения всяки коэффициентов представляется целесообразным отя бы визуально на компьютере просмотреть графики такого вида, которые изображены на рис. 3.3.1 и рис. 3.3.2. Тот же коэффициент, который мы рассмотрим, позволяет в целом определить степень отличия условных распределений У от безусловного. Ниже приведем формулу. В ней будем использовать обозначения вероятностей (условных и безусловных), введенных в начале этого раздела. В этот раз формулу запишем не на языке абсолютных частот, а на языке вероятности — доли, частости. В литературе она приводится обычно через абсолютные частоты [1, с. 36, 3, с. 36].


Две первые формулы служат для вычисления безусловны вероятностей. Их значения приведены соответственно в последней строке таблицы 3.5.3 и в последнем столбце. Третья формула — для вычисления


Если вы подставите в эту формулу вместо вероятности (точнее оценок вероятности) частоты, то получите формулу, приводимую в литературе, т. е.:

Один из грех коэффициентов т (may) Гудмена и Краскала выглядит следующим образом.



условной вероятности. Значения такой вероятности приведены в ячейках таблицы 3.5.3. Они аналогичны данным таблицы 3.3.2 (верхнее левое значение в ячейках).



Таблица 3.5.3




Поделитесь с Вашими друзьями:
1   ...   53   54   55   56   57   58   59   60   ...   71


База данных защищена авторским правом ©znate.ru 2019
обратиться к администрации

    Главная страница
Автореферат
Анализ
Биография
Бюллетень
Глава
Диплом
Дипломная работа
Диссертация
Доклад
Задача
Закон