Сидоренко Е.В. Методы математической обработки в психологии
.pdf122
где п • количество наблюдений;
k • количество разрядов признака.
В нашем случае признак • взгляд невесты, направленный на ко го-либо из женихов; ко.личество разрядов признака • 4 направления взгляда, по количеству женихов; количество наблюдений • 32.
Итак, в нашем случае:
/теор =37{ =8
Теперь мы будем сравнивать с этой теоретической частотой все
вмпирические частоты.
f
1~
13
12
11
10
!1
8
7
6
'
Ню<акор |
Иаак |
Иаак |
Бairraзap |
Иванович |
Кузьмич |
Памовкч |
Балтаэарыч |
Рис. 4.6. Сопос:тавлекке вмпкрическкх час:таr urJUUUI Аrафьи ТихоиоВИ111 ia llAllCADl'O из жекихов (столбики rистоrраммы) с тeopmrrecкoii час:тотоii (rоризоКТВАЬИ8J1 ILWllUI);
темной штриховкой отмечены обме111 раСХОЖАОНиii м•ж.цу вмпкрическими и теореткче·
скими частаnми.
На Рис. 4.6 сопоставления эмпирических частот с теоретической представлены графически. Похоже, что области расхождений достаточ но значительны, и Никанор Иванович явно опережает других женихов. Иван Павлович еще может на что-то надеяться, но для Ивана Кузьми ча и Балтазара Балтазарыча отставка, по-видимому, неизбежна.
Однако для того, чтобы доказать неравномерность полученного
эмпирического распределения, нам необходимо произвести точные рас
четь1. В методе х.2 они производятся с точностью до сотых, а иногда и
до тысячнь1х долей единицы.
Крнтернн соrАасвя раслреди.еннй |
121 |
Расчеты будем производить в таблице по алгоритму.
АЛГОРИТМ 13
Расчет критерия 1.2
·1. Занести в таблицу наименования разрядов и соответствующие им
эмпирические частоты (первый столбец).
2.Рядом с каждой эмпирической частотой записать теоретическую
частоту (второй столбец).
3.Подсчитать разности между эмпирической и теоретической частотой
по каждому разряду (строке) и записать их в третий столбец.
4.Определить число степеней свободы по формуле:
v=k-1
где k - количество разрядов признака.
Если v=1, внести поправку на "непрерывность".
5.Возвести в квадрат полученные разности и занести их в четвертый
столбец.
6.Разделить полученные квадраты разностей на теоретическую часто
ту и записать результаты в пять1й столбец.
7. Просуммировать значения пятого столбца. Полученную сумму обо
значить как х2амn•
8. Определить по Табл. IX Приложения 1 критические значения для
данного числа степеней свободы v.
Если х.2вм~~ меньше критического значения, расхождения между рас
пределениями статистически недостоверны.
Если Х2вмn равно критическому значению или превышает его, рас
хождения между распределениями статистически достоверны.
124
Все вычисления для данного случая отражены в Табл. 4.2.
Таблщ~а 4.2
Расчет критерия х.2при сопоставлении эмпирического
распределения взгляда Агафьи Тихоновны
между женихами с равномерным распределением
|
Разряды. |
Эмпирическая |
частот•rrеоретическая |
часто |
(/_:./_)2 |
|
1 |
женихи |
взrляда (/.;) |
lra (/_) |
(/.;·/-) |
(/.;./~)2!/~ |
|
Никанор |
14 |
8 |
+6 |
36 |
4.500 |
|
|
Иванович |
|||||
2 |
|
|
|
|
|
|
Иван |
5 |
8 |
-3 |
<) |
1.125 |
|
4 |
Кузьмич |
|
|
|
|
|
Иван |
8 |
8 |
о |
о |
о |
|
|
ПаВАовнч |
|||||
5 |
|
|
|
|
|
|
Балтаэар |
5 |
8 |
-3 |
9 |
1.125 |
|
|
Балтазарыч |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
|
'Суммы |
32 |
32 |
о |
|
6,750 |
Может показаться, что удобнее суммировать все возведенные в
квадрат разности между эмпирическими и теоретическими частотами, а
затем уже эту сумму разделить на /т. В данном случае это возможно,
так как /т для всех разрядов одинакова. Однако позже мы увидим, что
так бывает далеко не всегда. Нужно быть внимательными или, экономя
свое внимание, просто взять за правило всякий раз вычислять (/аi-/т)2//т
до суммирования.
Необходимо также всякий раз убеждаться в том, что сумма раз· ностей между эмпирическими и теоретической частотами (сумма 110
третьему столбцу) равна О. Если это равенство не соблюдается, это
означает, что в подсчете частот или разностей допущена ошибка. Необ
ходимо найти и устранить ее прежде чем переходить к дальнейшим
расчетам.
Алгоритм вычислений, та1шм образом, выражается qюрму~ой:
х2= f (fэj- /т)2
|
i=I |
fт |
|
|
|
где fзj • |
эмпирическая частота по j-тому разряду признака; |
||||
|
/т • теоретическая частота; |
|
|||
|
j • порядковый номер разряда; |
|
|||
|
k - количество разрядов признака. |
||||
В данном случае: |
|
|
|||
2 |
{14 - 8) 2 |
(5 - 8) 2 |
(8 - 8) 2 |
(5- 8) 2 |
|
х. |
= |
8 |
+---+ |
+ |
=6,75 |
|
|
8 |
8 |
8 |
Kpsrrepнн соrАаснн распредuеннй |
12; |
Для того, чтобы установить критические значения х2, нам нужно
определить число степеней свободы v по формуле:
v=k-1
где k • количество разрядов. В нашем случае v=4-1=3.
По Табл. IX Приложения 1 определяем:
2 { 7,815 (р ~ 0,05)
Х.р. = 11,345 (р ~ 0,01)
Построим "ось значимости". Ясно, что чем больше отклонения
эмпирических частот от теоретической, тем больше будет величина х2•
Поэтому зона значимости располагается справа, а зона незначимости -
слева.
Зона
К сожалению, на основании этих данных тетушка не сможет дать
Агафье Тихоновне обоснованного ответа:
'Х2вмп<х2кр,_
Ответ: Но принимается. Распределение взгляда Агафьи Тихо
новны между женихами не отличается от равномерного распределения.
Но, допустим, тетушка на этом не успокоилась. Она стала вни
мательно следить за тем, сколько раз племянница упомянет в разговоре
каждого из женихов. Допустим, ею получено следующее распределение упоминаний Агафьей Тихоновной женихов и их достоинств:
Никанор Иванович • |
15 раз, |
|
Иван Кузьмич • |
6 |
раз, |
Иван Павлович • |
9 |
ра.з, |
Балтазар Балтазарыч • |
6 |
раз. |
Тетушка уже видит, что похоже, Никанор Иванович ("уж такой великатный, а губы, мать моя, • малина, совсем малина") пользуется большей благосклонностью Агафьи Тихоновны, чем все остальные же
нихи. У нее есть два пути, чтобы зто доказать статистически.
1)Суммировать все проявления благосклонности со стороны невесты:
взгляды + упоминания в разговоре, - и сопоставить получ~нное рас
пределение с равномерным. Поскольку количество наблюдений во.в
росло, есть шанс, что различия окажутся достоверными.
126
2) Сопоставить два эмпирических распределения - взг.ляда и упомина
ний в разговоре, - с тем, чrобы показать, чrо они совпадают между
собой, то есть и во взглядах, и в словах Агафья Тихоновна придер
живается одинаковой системы предпочтений.
Проанализируем оба варианта сопоставлений.
В первом случае мы будем решать уже известную нам задачу со поставления эмпирическоr-о распределения с теоретическим. Во втором
случае мы будем сопоставлять два эмпирических распределения.
Первый вариант развития шутливо~о примера:
увеличение количества наблюдений
Вначале создадим таблицу эмпирических частот, в которой будут
суммированы все замеченные проявления благосклонности невесты.
Таблщlа 43
Распределение проявлений благосклонности невесты между женихами
Женихи |
Ннuнор |
Иван |
Иван |
Бuтаавр |
Всеrо |
|
ИванОllНЧ |
Кvз...ич |
Паалович |
Бал..."nмv |
|||
Ко.вчесn~о |
29 |
11 |
17 |
11 |
68 |
|
ПDО•ВАеНИЙ |
||||||
|
|
|
|
|
Теперь сформулируем mпотеэы.
Но: Распределение проявлений благосклонности невесты (взгляды и упо
минания в разговоре) не отличается от равномерного распределения. Н1: Распределение проявлений благосклонности невесты отличается от
равномерного распределения..
Все расчеты произведем в таблице по алгоритму.
Таблица 4.4
Расчет критерия xz при сопоставлении проявлений б.лаrосклонности
Агафьи Тихоновны с равномерным распределением
Pul'JIДЬI • женихи |
!:Эмпирические ч~ r1 eopenr1ec1CaJ1 частаn |
Uaj·lт) |
Uaj·lт)1 |
(/аj·/т)2//т |
||
|
|
|
cvмll80JIЬDt ПООllRЛеНИi |
|
|
|
1 |
Ник. Ив. |
29 |
17 |
12 |
144 |
8,47 |
2 |
"1в. К13. |
11 |
17 |
-6 |
36 |
2.12 |
3 |
Ив. Пав. |
17 |
17 |
о |
о |
о |
4 |
Бu. Бu. |
11 |
17 |
-6 |
36 |
2,12 |
|
~УМ- |
68 |
68 |
о |
|
12.71 |
|
|
|
|
|
|
fт=11/k=68/4=17 v=k-1=3
2 - { 7.815 (р s 0.05) Xllp. - 11.345 (рs 0.01}
Kpll'l'ep1111 corAac1111 распре;rиенвй |
127 |
Х2вмп=12,71
Х2вмп>Х2к.
Ответ: Но отклоняется, принимается Н1. Распределение прояв
лений благосклонности невесты между женихами отличается от равно
мерного распределения (р<О,01).
На этом примере мы убедились, чrо уВеличение числа наблюде
ний повышает достоверность результата, если, конечно, в новых наблю
дениях воспроизводится прежняя тенденция различий.
Второй вариант развития шутливо~о примера:
сопоставление двух эмпирических распределений
Теперь мы должны ответить на вопрос, одинаковая ли система предпочтений проявляется во взгляде Агафьи Тихоновны и ее словах?
Сформулируем гипотезы.
Но: Распределения невербально и вербально выражаемых предпочтений
не различаются между собой.
Н1: Распределения невербально и вербально выражаемых предпочтений
различаются между собой.
Для подсчета теоретических частот нам теперь придется соста
вить специальную таблицу (Табл. 4.5). Ячейки в двух столбцах слева обозначим буквами. Для каждой из них теперь будет подсчитана особая, только к данной ячейке относящаяся, теоретическая частота. Это обу
словлено тем, чrо количества взглядов и словесных отзывов невесты о
женихах неравны; взглядов 32, а словесных отзывов - 36. Мы должны
всякий раз учитывать ату пропорцию.
|
|
|
|
|
|
|
|
Таблщ~а 4.5 |
|
Эмпирические и теоретические частоты взглядов и упоминаний |
|
||||||||
|
|
|
о женихах |
|
|
|
|
|
|
|
Эмпирические частоnr |
|
|
Теоретические частоты |
|
||||
PaзPJW" • женихи |
Взrлца |
|
Упоминаний в |
Суммы |
Вэrлца |
|
Упоминаний в |
||
|
|
|
раэrоворе |
|
|
|
раэrоворе |
||
1 Ник. Ив. |
14 |
А |
15 |
Б |
29 |
13,63 |
А |
15,37 |
Б |
2 Ив. Куэ. |
5 |
в |
6 |
г |
11 |
5,17 |
в |
5,83 |
г |
3 Ив. Пав. |
8 |
д |
9 |
Е |
17 |
7,99 |
д |
9,01 |
Е |
4 Бал. Бал. |
5Ж |
6 |
з |
11 |
5.17 |
ж |
5,83 |
з |
|
Суммы |
32 |
|
36 |
|
68 |
32 |
|
36 |
|
128
Рассчитаем зту пропорцию. Всего проявлений благосклонности
отмечено 68, из них 32 • взгляды и 36 ·словесные высказывания. До
ля взглядов составит 32/68=0,47; доля упоминаний • 36/68=0,53.
Итак, во всех строках взгляды должны были бы составлять 0,47 всех проявлений по данной строке, а упоминания в разговоре • 0.53
всех проявлений. Теперь, зная суммы проявлен.ий по каждой строке, мы
можем рассчитать теоретические частоты для каждой ячейки Табл. 4.5. fА теор=29·0,47=13,63
/5 теор=29·0,53=15,37
/в теор=11·0,47=5,17
/г теор=11·0,53=5,83 fд теор=17·0,47=7,99 fE теор=17·0,53=9,01
/ж теор=11·0,47=5,17 fз теор=11·0,53=5,83
Ясно, что сумма теоретических частот по строкам будет равняться сумме всех проявлений по данной строке. Например,
/А теор+/5 теор=13,63+15,37=29 /в теор+/г теор=5,17+5,83=11
.(л теор+/Е теор=7,99+9,01=17 И т.д.
При такого рода подсчетах лучше всякий раз себя проверить.
Теперь мы можем вывести общую формулу подсчета /теор для сопостав
ления двух или более эмпирических распределений:
( |
Сумма частот по |
·( |
Сумма частот по |
f = ~оответствующей строке |
|
соответствующему столбцу, |
|
теор |
(Общее количество наблюдений) |
Соответствующими строкой и столбцом будут та строка и тот
столбец, на пересечении которых 'находится данная ячейка таблицы.
Теперь нам лучше всего сделать развертку Табл. 4.5, представив все ячейки от А до Ж в виде первого столбца • это будет столбец эмпири·
ческих частот. Вторым столбцом будут записаны теоретические часто
ты. Далее будем действовать по уже известному алгоритму. В третьем
столбце будет представлены разности эмпирических и теоретических
частот, в четвертом • квадраты этих разностей, а в пятом • результаты
деления этих квадратов разностей на соответствующие каждой строке
теоретические частоты. Сумма в нижнем правом углу таблицы и будет
представлять собой эмпирическую величину XZ (Табл. 4.6).
Крвтервв corAaCIUI paCDJN!lleAeввiJ |
129 |
|
Таблщ,~а 4.6 |
Расчет критерня х,2 при сопоставлении распределений невербальных и
вербальных признаков благосклонности невесты
Ячейки табмtцы |
.:nширическu |
Теоре111ческu |
и"гfт> |
Uагfт)1 |
(/"г/т)2/Jт |
|
|
~астоr |
частота f_: |
частота /- |
|||
1 |
А |
14 |
13,63 |
+0,37 |
0,14 |
0,01 |
2 |
Б |
15 |
15,37 |
-0,37 |
0,14 |
0,01 |
3 |
в |
5 |
5,17 |
-0.17 |
0,03 |
0,01 |
4 |
r |
6 |
5.83 |
+0.17 |
0,02 |
0,00 |
5 |
д |
8 |
7,99 |
+0,01 |
0,00 |
0,00 |
6 |
Е |
9 |
9,01 |
-0,01 |
0,00 |
0,00 |
7 |
ж |
5 |
5,17 |
-0.17 |
0,03 |
0,01 |
8 |
з |
6 |
5,83 |
+0.17 |
0,02 |
0,00 |
|
СуМмы |
68 |
68 |
о |
|
0,04 |
Число степеней свободы при сопоставлении двух эмпирических
распределений определяется по формуле:
v=(k-1)·(c-1),
где k • количество разрядов признака (строк в таблице эмпири
ческих частот);
с • количество сравниваемых распределений (столбцов в таб·
лице эмпирических частот).
В данном случае таблицей эмпирических частот является левая, эмпирическая часть таблицы 4.5, а не на ее развертка (Табл. 4.6).
Количество разрядов • это количество женихов, поэтому k=4. Количество сопоставляемых распределений с=2.
Итак, для данного случая,
v=(4-1)·(2-1)=3
Определяем по Табл. IX Приложения 1 критические значения
для 'v=3:
2 - { 7.815 (р s 0.05) х.,. - 11.345 (рs 0.01)
Х2зм0=0,04
'Х211МП<х2кр.
Ответ: Но принимается. Распределения невербально и вербаль
но выражаемых невестой предпочтений не различаются между собой.
Итак, Агафья Тихоновна весьма последовательна в проявлении
своих предпочтений, хотя, по-видимому, сама этого пока не замечает.
S Е. В. Сидоренко
IJO |
ГА111111 4 |
Иллюстрация 2
Kpll'l't:p•• соrАасвя расвредеАеввв |
111 |
Третий вариант развития шуmливоzо примера: сопоставление встречных выборов
Ксожалению, в этом пункте мы от комедии вынуждены перейти
кдраме • истинной драме мобви. Ибо, судя по тексту пьесы, прояв·
.ляемые женихами признаки вмоб.ленности и симпатии по отношению к
невесте отнюдь не соаrветствуют ее собственной системе предпочrений.
У Ивана Павловича, а, r.лавное, у Никанора Ивановича, которому не
вестой отдается столь явное предпочтение, проскальзывают в раэrоворе по большей части как раз отрицательные и задумчиво-неодобрительные
отзывы о невесте: "Нос ве.лик... Нет, не то, не то... Я даже думаю, чrо вряд .ли она знакома с обхождением высшего общества. Да и знает .ли
она еще по-французски".
Б.лаrоск.лонных отзывов ("А сказать правду • мне понравилась она потому, что полная женщина" и т. п.) поступило:
от Никанора Ивановича • ни одноrо; от Ивана Кузьмича· 15~ от Ивана Павловича • 6~ от Ба.лтаэара Ба.лтаэарыча
Попробуем ответить на вопрос: соr.ласуются .ли распределения б.лаrоск.лонных отзывов невесты о женихах и женихов о невесте?
Мы видим, чrо это действительно особая задача. Мы сопостав
.ляем два эмпирических распределения с совпадающей к.лассификацией разрядов, но в одном случае это распределение реакций одного челове
ка на четверых других, а в другом случае зто реакции четырех человек
на одноrо и того же человека.
Такая модель взаимных реакций может использоваться отнюдь не
только в области брачных консультаций, но и в решении задач
"построения команды", выбора заместите.ля, подбора пар в тех видах
деятельности, где требуется активное постоянное взаимодействие, в ис
следованиях соЦКа.льной перцепции и вэаимноrо влияния, в тренинге
сенситивности и др.
Сфарму.лируем гипотезы.
Но: Распределение положительных отзывов невесты совпадает с рас·
пределением положительных отзывов женихов.
Н1: Распределение по.ложительНЪJХ отзывов невесты не совпадает с
распреде.лением по.ложите.льнМх отзывов женихов.