Характеристики социальной компетенции

3.1. Мотивационный профиль личности

3.1.1. Характеристики выборки. Для массива оценок, полученных по опроснику Мильмана, величина ?-Кронбаха составила .83. Это характеризует полученные данные как достаточно надежные. Все оценки показали близость к нормальному распределению (точный тест Колмогорова-

Смирнова; наихудшее приближение к нормальности для отдельных шкал - Z = 1.032; р = .217; наилучшее - Z =.552; р = .899).

Таблица 2. Факторный анализ характеристик актуализации составляющих СИЗ (факторные веса получены в результате косоугольного вращения по Рготах)

Примечание. В матрице представлены факторные веса, превышающие 0.7; нули и запятые опущены. Переменные V20-V38 характеризуют актуализацию набора составляющих СИЗ, на котором происходит выбор определенного хода в игре; V39-V49 описывают характеристики совокупности компонентов СИЗ, отобранной в результате принятия решения.

Рис. 1. Соотношение между количеством ошибок и временем первого решения (оценка импульсивности-рефлективности). По осям - логарифмы величин; отмечены линия регрессии и 95%-ный доверительный интервал для нее.

стр. 29

Выборка обнаружила достоверное смещение в сторону преобладания потребностей дефицита (жизнеобеспечение, самосохранение, социальное признание, статус) над потребностями роста (активность, творчество, полезная деятельность) (точный критерий Вилкоксона: Z = -5.04; р < < .00001), переживаний астенического типа над стеническим (Z = -4.81; р < .00001), стенического типа переживания фрустрации над астеническим (Z = -4.68; р < .00001).

3.1.2. Факторное описание характеристик мотивационного профиля личности. Детерминант исходной матрицы данных положителен (D = 2.249 ^{- 3} ), критерий Кайзера-Мелкина-Олькина =.791; тест сферичности Бартлетта удовлетворителен (? ² = 320.1, df=55; p < .00001). Выделено 3 фактора, объясняющие 71.96% дисперсии: МОТ_1 - 43.08%, МОТ_2 - 19.74%, МОТ_3 -9.13% (табл. 3).

Фактор МОТ_1 можно интерпретировать как отображающий стенические потребности роста; фактор МОТ_2 - астенические базовые потребности комфорта; фактор МОТ_3 - астенический тип переживания фрустраций.

3.2. Диагностика локуса контроля

Распределение оценок интернальности-экстернальности показало невысокое, но достаточно выраженное сходство с нормальным распределением (точный критерий Колмогорова-Смирнова: Z = 1.233; р = .085). Оценки для данной выборки смещены в сторону преимущественной выраженности интернальности: относительно максимального значения 5 стенов для экстерналов (19 чел.) и минимального значения 6 стенов для интерналов (43 чел.) (точный биномиальный тест, р = .003). Это смещение можно связать с характерной для юношей этого возраста демонстрацией независимости [50, с. 185]. Можно также предположить, что большая часть юношей, участвовавших в исследовании, находилась в ситуации "реализованной идентичности" или "моратория", а меньшая часть - в ситуации "диффузной" идентичности (см. [16]).

3.3. Характеристики социального интеллекта

Распределение суммарных оценок развития социального интеллекта не отличается достоверно от нормального (точный критерий Колмогорова-Смирнова: Z = .862, р = .448). По значениям "сырых" баллов 6 чел. продемонстрировали низкие оценки (меньше 24 баллов: от 19 до 23), 7 чел. - высокие (превышающие 36 баллов: 37 - 43 балла); оценки 48 чел. распределены на интервале между 23 и 37 баллами (граничные значения диапазонов см. [37]).

3.4. Характеристики уровня морального развития

Величина ?-Кронбаха составила .72. Ответы на вопросы 1 ( "Должен ли Хайнц украсть лекарство? Почему?") и 6 ("Есть ли у Хайнца обязанность или обязательство украсть лекарство? Почему?") показали более низкое разнообразие оценок (эти переменные имеют минимальный ин-

Таблица 3. Факторный анализ характеристик мотивационного профиля личности (факторные веса получены в результате косоугольного вращения по Promax)

Примечание. В матрице представлены факторные веса, превышающие 0.7; нули и запятые опущены.

стр. 30

Таблица 4. Значимые парные коэффициенты корреляции (по Спирмену) между переменными, входящими в разные группы

Примечание. Матрица содержит только значимые коэффициенты (р ? .05); она "вырезана" из исходной матрицы, содержащей одинаковый набор строк и столбцов, поэтому не все столбцы и строки в ней совпадают. В ячейках показано значение коэффициента Rs, величины р, количество степеней свободы. Номера переменных указаны в соответствии с данными табл. 5. Корреляции между переменными, входящими в одну и ту же группу, опущены.

терквартильный ранг - 0 и 1 соответственно); среди оценок по этим вопросам чаще встречались высшие баллы (4 и 5), чем в других случаях (точный биномиальный тест; оценка вероятности превышения высшими оценками частоты 90%, для вопроса N 1 р = .268; для вопроса N 6 р = .70; для других вопросов максимальное значение р = .033). Удаление этих вопросов приводило к увеличению ?-Кронбаха до .75, что соответствует граничному уровню согласованности и надежности набора вопросов, а удаление любых других вопросов только снижало величину коэффициента на .1-.6. Можно полагать, что ответы на эти вопросы не представляли для респондентов моральной дилеммы, так как данные вопросы скорее фиксируют общекультурные установки по отношению к базовой ценности, чем уровень личностного морального развития.

Медианные оценки уровня морального развития распределились между 2 и 5 баллами, с существенным сдвигом в сторону более высокого уровня (точный критерий Колмогорова- Смирно-

стр. 31

Таблица 5. Описание переменных, использованных для кластерного анализа и многомерного шкалирования

ва: Z = 2.49, р < .0001), а оценка, рассчитанная как средняя величина, показала высокое сходство с нормальным распределением (Z = .635, р = .786). Поскольку эти варианты оценки морального развития тесно скоррелированы (коэффициент корреляции Спирмена Rs = .855, р = = .000001), представляется возможным использовать в качестве показателя переменную, рассчитанную как средняя величина оценок по всем вопросам.

3.5. Парные корреляции между переменными

Данные табл. 4 показывают, что значимые корреляционные связи существуют между переменными, входящими во все группы, характеризующие предметную и социальную компетентность индивида, дескрипторы СИЗ и актуализации ее составляющих. Заметим, что парные коэффициенты не позволяют оценить эффекты многомерных связей (и, разумеется, нелинейные соотношения величин). Таким образом, статистическая гипотеза 1 Н ₀ отвергается.

Классификация переменных

В табл. 5 представлен список переменных (их обозначения, содержательные характеристики и номера, которыми они обозначаются в последующих разделах).

Результаты кластерного анализа показали, что на всем множестве переменных, в которое входили факторные оценки, описывающие СИЗ и актуализацию ее составляющих, характеристики предметной и социальной компетенции (включая факторные оценки мотивационного профиля личности), выделяются два или три кластера (см. рис. 2 и табл. 6). Однако трехкластерная структура была получена только в одном случае, и этот кластер включал только единственную переменную (рис. 2).

Сравнение состава кластеров, полученных при анализе всего множества переменных и при исключении из него переменных, описывающих СИЗ, показало, что из 16 переменных, оценивающих характеристики предметной и социальной компетенции индивида, 8 сохранили свое положение, а 8 - изменили. Принадлежность переменных, описывающих характеристики СИЗ, к определенным кластерам, сохранилась при применении процедуры кластеризации только к этому множеству переменных: лишь одна переменная из 13 составила отдельный, третий кластер (см. рис. 2) в двух случаях (см. табл. 6). Следовательно, группа переменных, описывающих СИЗ, отличалась более устойчивой структурой, чем оценки предметной и социальной компетенции (точный критерий Фишера, df= 1 , p = .018).

Таким образом, статистические гипотезы 2 H ₀ , 3 Н ₀ ,4 Н ₀ отвергаются.

• ⇐ Назад
• 1
• 234
• 5
• 6
• 7
• 8
• 9
• 10
• 11
• 12
• 13
• 14
• 15
• 16
• Далее ⇒