Методы математической обработки в психологии

Ограничения критерия φ*

1.Ни одна из сопоставляемых долей не должна быть равной нулю. Формально нет препятствий для применения метода φ в случаях, когда доля наблюдений в одной из выборок равна 0. Однако в этих случаях результат может оказаться неоправданно завышенным (Гублер Е.В., 1978, с. 86).

2.Верхний предел в критерии φ отсутствует - выборки могут быть сколь угодно большими.

Нижний предел - 2 наблюдения в одной из выборок. Однако должны соблюдаться следующие соотношения в численности двух выборок:

а) если в одной выборке всего 2 наблюдения, то во второй должно быть не менее 30:

б) если в одной из выборок всего 3 наблюдения, то во второй должно быть не менее

7:

в) если в одной из выборок всего 4 наблюдения, то во второй должно быть не менее

5:

г) при n1,n2≥5 возможны любые сопоставления.

В принципе возможно и сопоставление выборок, не отвечающих этому условию, например, с соотношением n1=2, n2=15, но в этих случаях не удастся выявить достоверных различий.

Других ограничений у критерия φ* нет.

Рассмотрим несколько примеров, иллюстрирующих возможности критерия φ*.

Пример 1: сопоставление выборок по качественно определяемому признаку. Пример 2: сопоставление выборок по количественно измеряемому признаку. Пример 3: сопоставление выборок и по уровню, и по распределению признака.

Пример 4: использование критерия φ* в сочетании с критерием X КолмогороваСмирнова в целях достижения максимально точного результата.

Пример 1 - сопоставление выборок по качественно определяемому признаку

В данном варианте использования критерия мы сравниваем процент испытуемых в одной выборке, характеризующихся каким-либо качеством, с процентом испытуемых в другой выборке, характеризующихся тем же качеством.

Допустим, нас интересует, различаются ли две группы студентов по успешности решения новой экспериментальной задачи. В первой группе из 20 человек с нею справились 12 человек, а во второй выборке из 25 человек - 10. В первом случае процентная доля решивших задачу составит 12/20·100%=60%, а во второй 10/25·100%=40%. Достоверно ли различаются эти процентные доли при данных n1 и n2?

Казалось бы, и "на глаз" можно определить, что 60% значительно выше 40%. Однако на самом деле эти различия при данных n1, n2 недостоверны.

Проверим это. Поскольку нас интересует факт решения задачи, будем считать "эффектом" успех в решении экспериментальной задачи, а отсутствием эффекта - неудачу в ее решении.

Сформулируем гипотезы.

H0: Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе не больше, чем во второй группе.

H1: Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе больше, чем во второй группе.

Теперь построим так называемую четырехклеточную, или четырехпольную таблицу, которая фактически представляет собой таблицу эмпирических частот по двум значениям признака: "есть эффект" - "нет эффекта".

Таблица 5.1

Четырехклеточная таблица для расчета критерия при сопоставлении двух групп испытуемых по процентной доле решивших задачу.

В четырехклеточной таблице, как правило, сверху размечаются столбцы "Есть эффект" и "Нет эффекта", а слева - строки "1 группа" и "2 группа". Участвуют в сопоставлениях, собственно, только поля (ячейки) А и В, то есть процентные доли по столбцу "Есть эффект".

По Табл. XII Приложения 1 определяем величины φ, соответствующие процентным долям в каждой из групп.

Теперь подсчитаем эмпирическое значение φ* по формуле:

где φ1 - угол, соответствующий большей % доле; φ2 - угол, соответствующий меньшей % доле; n1 - количество наблюдений в выборке 1;

n2 - количество наблюдений в выборке 2. В данном случае:

По Табл. XIII Приложения 1 определяем, какому уровню значимости соответствует

φ*эмп=1,34: р=0,09

Можно установить и критические значения φ*, соответствующие принятым в психологии уровням статистической значимости:

Построим "ось значимости".

Полученное эмпирическое значение φ* находится в зоне незначимости.

Ответ: H0 принимается. Доля лиц, справившихся с задачей, в первой группе не больше, чем во второй группе.

Можно лишь посочувствовать исследователю, который считает существенными различия в 20% и даже в 10%, не проверив их достоверность с помощью критерия φ*. В данном случае, например, достоверными были бы только различия не менее чем в 24,3%.

Похоже, что при сопоставлении двух выборок по какому-либо качественному признаку критерий φ может нас скорее огорчить, чем обрадовать. То, что казалось

Сформулируем гипотезы.

H0: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрессивных юношей не больше, чем в группе неагрессивных юношей.

H1: Доля лиц, которые выбирают дистанцию d≤50 см, в группе агрессивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей. Теперь построим так называемую четырехклеточную таблицу.

Таблица 53

Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп агрессивных (nf=10) и неагрессивных юношей (п2=11)

По Табл. XII Приложения 1 определяем величины φ, соответствующие процентным долям "эффекта" в каждой из групп.

Полученное эмпирическое значение φ* находится в зоне значимости.

Ответ: H0 отвергается. Принимается H1. Доля лиц, которые выбирают дистанцию в беседе меньшую или равную 50 см, в .группе агрессивных юношей больше, чем в группе неагрессивных юношей

На основании полученного результата мы можем сделать заключение, что более агрессивные юноши чаще выбирают расстояние менее полуметра, в то время как неагрессивные юноши чаще выбирают большее, чем полметра, расстояние. Мы видим, что агрессивные юноши общаются фактически на границе интимной (0—46 см) и личной зоны (от 46 см). Мы помним, однако, что интимное расстояние между партнерами является прерогативой не только близких добрых отношений, но и рукопашного боя (Hall E.T., 1959).

Пример 3 - сопоставление выборок и по уровню, и по распределению признака.

В данном варианте использования критерия мы вначале можем проверить, различаются ли группы по уровню какого-либо признака, а затем сравнить распределения признака в двух выборках. Такая задача может быть актуальной при анализе различий в диапазонах или форме распределения оценок, получаемых испытуемыми по какой-либо

новой методике.

В исследовании Р. Т. Чиркиной (1995) впервые использовался опросник, направленный на выявление тенденции к вытеснению из памяти фактов, имен, намерений и способов действия, обусловленному личными, семейными и профессиональными комплексами. Опросник был создан при участии Е. В. Сидоренко на основании материалов книги 3. Фрейда "Психопатология обыденной жизни". Выборка из 50 студентов Педагогического института, не состоящих в браке, не имеющих детей, в возрасте от 17 до 20 лет, была обследована с помощью данного опросника, а также методики Менестера-Корзини для выявления интенсивности ощущения собственной недостаточности, или "комплекса неполноценности" (Manaster G. J., Corsini R. J., 1982).

Результаты обследования представлены в Табл. 5.4.

Можно ли утверждать, что между показателем энергии вытеснения, диагностируемым с помощью опросника, и показателями интенсивности, ощущения собственной недостаточности существуют какие-либо значимые соотношения?

Таблица 5.4

Показатели интенсивности ощущения собственной недостаточности в группах студентов с высокой (nj=18) и низкой (п2=24) энергией вытеснения

Несмотря на то, что средняя величина в группе с более энергичным вытеснением выше, в ней наблюдаются также и 5 нулевых значений. Если сравнить гистограммы распределения оценок в двух выборках, то между ними обнаруживается разительный контраст (Рис. 5.3).

Для сравнения двух распределений мы могли бы применить критерий χ2 или критерий λ, но для этого нам пришлось бы укрупнять разряды, а кроме того, в обеих выборках n<30.

Критерий φ* позволит нам проверить наблюдаемый на графике эффект несовпадения двух распределений, если мы условимся считать, что "эффект есть", если показатель чувства недостаточности принимает либо очень низкие (0), либо, наоборот, очень высокие значения (S30), и что "эффекта нет", если показатель чувства

возможности критерия φ* в оценке различий в форме распределения признака в двух выборках.

В мощных возможностях критерия φ* можно убедиться, подтвердив совершенно иную гипотезу при анализе материалов данного примера. Мы можем доказать, например, что в группе с большей энергией вытеснения показатель недостаточности все же выше, несмотря на парадоксальность его распределения в этой группе.

Сформулируем новые гипотезы.

H0 Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.

H1: Наиболее высокие значения показателя недостаточности (30 и более) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения. Построим четырехпольную таблицу, используя данные Табл. 5.4.

Таблица 5.6

Четырехклеточная таблица для расчета критерия φ* при сопоставлении групп с большей и меньшей энергией вытеснения по уровню показателя недостаточности

По Табл. XIII Приложения 1 определяем, что этот результат соответствует уровню значимости р=0,008.

Ответ: Но отвергается. Принимается Hj: Наиболее высокие показатели недостаточности (30 и более баллов) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р=0,008).

Итак, нам удалось доказать и то, что в группе с более энергичным вытеснением преобладают крайние значения показателя недостаточности, и то, что больших своих значений этот показатель достигает именно в этой группе.

Теперь мы могли бы попробовать доказать, что в группе с большей энергией вытеснения чаще встречаются и более низкие значения показателя недостаточности, несмотря на то, что средняя величина в этой группе больше (26,11 против 15,42 в группе с меньшим вытеснением).

Сформулируем гипотезы.

H0: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются не чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения.

H1: Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) встречаются в группе с большей энергией вытеснения чаще, чем в группе с менее энергичным вытеснением. Сгруппируем данные в новую четырехклеточную таблицу.

Таблица 5.7

Четырехклеточная таблица для сопоставления групп с разной энергией вытеснения по частоте нулевых значений показателя недостаточности

Определяем величины φ и подсчитываем значение φ*:

Ответ: H0 отвергается. Самые низкие показатели недостаточности (нулевые) в группе с большей энергией вытеснения встречаются чаще, чем в группе с меньшей энергией вытеснения (р<0,05).

В сумме полученные результаты могут рассматриваться как свидетельство частичного совпадения понятий комплекса у З.Фрейда и А.Адлера.

Существенно при этом, что между показателем энергии вытеснения и показателем интенсивности ощущения собственной недостаточности в целом по выборке получена положительная линейная корреляционная связь (р=+0,491, р<0,01). Как мы можем убедиться, применение критерия φ* позволяет проникнуть в более тонкие и содержательно значимые соотношения между этими двумя показателями.

Пример 4 - использование критерия φ* в сочетании с критерием λ Колмогорова-Смирнова в целях достижения максимально точного результата

Если выборки сопоставляются по каким-либо количественно измеренным показателям, встает проблема выявления той точки распределения, которая может использоваться как критическая при разделении всех испытуемых на тех, у кого "есть эффект" и тех, у кого "нет эффекта".

Впринципе точку, по которой мы разделили бы группу на подгруппы, где есть эффект и нет эффекта, можно выбрать достаточно произвольно. Нас может интересовать любой эффект и, следовательно, мы можем разделить обе выборки на две части в любой точке, лишь бы это имело какой-то смысл.

Для того, чтобы максимально повысить мощность критерия φ*, нужно, однако, выбрать точку, в которой различия между двумя сопоставляемыми группами являются наибольшими. Точнее всего мы сможем сделать это с помощью алгоритма расчета критерия λ , позволяющего обнаружить точку максимального расхождения между двумя выборками.

Возможность сочетания критериев φ* и λ описана Е.В. Гублером (1978, с. 85-88). Попробуем использовать этот способ в решении следующей задачи.

Всовместном исследовании М.А. Курочкина, Е.В. Сидоренко и Ю.А. Чуракова (1992) в Великобритании проводился опрос английских общепрактикующих врачей двух категорий: а) врачи, поддержавшие медицинскую реформу и уже превратившие свои приемные в фондодержащие организации с собственным бюджетом; б) врачи, чьи приемные по-прежнему не имеют собственных фондов и целиком обеспечиваются государственным бюджетом. Опросники были разосланы выборке из 200 врачей, репрезентативной по отношению к генеральной совокупности английских врачей по представленности лиц разного пола, возраста, стажа и места работы - в крупных городах

или в провинции.

Ответы на опросник прислали 78 врачей, из них 50 работающих в приемных с фондами и 28 - из приемных без фондов. Каждый из врачей должен был прогнозировать, какова будет доля приемных с фондами в следующем, 1993 году. На данный вопрос ответили только 70 врачей из 78, приславших ответы. Распределение их прогнозов представлено в Табл. 5.8 отдельно для группы врачей с фондами и группы врачей без фондов.

Различаются ли каким-то образом прогнозы врачей с фондами и врачей без фондов?

Таблица 5.8

Распределение прогнозов сбщепрактикующих врачей о том, какова будет доля приемных с фондами в 1993 году

Определим точку максимального расхождения между двумя распределениями ответов по Алгоритму 15 из п. 4.3 (см. Табл. 5.9).

Таблица 5.9

Расчет максимальной разности накопленных частостей в распределениях прогнозов врачей двух групп

Максимальная выявленная между двумя накопленными эмпирическими частостями разность составляет 0,218.

Эта разность оказывается накопленной во второй категории прогноза. Попробуем использовать верхнюю границу данной категории в качестве критерия для разделения обеих выборок на подгруппу, где "есть эффект" и подгруппу, где "нет эффекта". Будем считать, что "эффект есть", если данный врач прогнозирует от 41 до 100% приемных с фондами в 1993 году, и что "эффекта нет", если данный врач прогнозирует от 0 до 40% приемных с фондами в 1993 году. Мы объединяем категории прогноза 1 и 2, с одной стороны, и категории прогноза 3, 4 и 5, с другой. Полученное распределение прогнозов представлено в Табл. 5.10.

Таблица 5.10

Распределение прогнозов у врачей с фондами и врачей без фондов

Полученную таблицу (Табл. 5.10) мы можем использовать, проверяя разные гипотезы путем сопоставления любых двух ее ячеек. Мы помним, что это так называемая четырехклеточная, или четырехпольная, таблица.

В данном случае нас интересует, действительно ли врачи, уже располагающие