Результаты и их обсуждение

 

Для изучения структуры связей между исследуемыми признаками все полученные показатели общительности, свойств темперамента и общих свойств н. с. вначале подверглись полному корреляционному анализу. Дальнейшее решение поставленных задач осуществлялось поэтапно путем трехвариантной факторизации полученной матрицы интеркорреляций. (Статистическая обработка исходных данных произведена в ВЦ Пермского государственного университета им. М. Горького на ЭВМ ЕС-1020 с использованием языка «ФОРТРАН»). В работе применялись следующие процедуры факторного анализа: корреляция — ранговая по Ч. Спирмену; метод факторного анализа — центроидный по Л. Тэрстоуну [6; 38—48]; способ вычисления факторных весов — аналитический (значимыми факторными весами считались веса начиная от 0,40 [6; 48]; критерий значимости выделенных факторов — критерий фильтра по Н.Г. Левандовскому [5]; метод ротации — ортогональный (вращение референтных осей выполнено в соответствии с основными требованиями простой факторной структуры [6; 45—47].

Результаты 1-го варианта факторного анализа. Из матрицы интеркорреляций используемых 23 показателей качественных особенностей общительности (без показателей свойств н. с. и темперамента) извлечено 3 центроидных фактора и 2 значимых фактора подвергнуты ротации. После вращения 1-го и 2-го факторов против часовой стрелки на угол 25с30 получены факторы А, Б. Данные факторного анализа представлены в табл. 1.

Из таблицы отчетливо видно, что в фактор А вошли со значимыми (положительными) весами следующие показатели: 1—3 (потребность в общении), 4—7 (инициативность общения), 8— 12 (легкость общения), 13—16 (экстенсивность

 

130

 

общения), 17, 18 (экспрессивность общения), 20, 21 (устойчивость отношений общения). Тем самым фактор А со всей определенностью можно истолковать как единый симптомокомплекс качественных особенностей общительности. В фактор Б со значимым весом не вошел ни один показатель общительности. Отсюда следует, что все включенные в работу динамические параметры общительности находятся между собой в линейной связи интегрального характера.

 

Таблица 1

 

Результаты факторного анализа показателей психодинамической общительности*

 

	До вращения			После вращения
	1	2	3	А	Б
1	776	—066	263	726	275
2	903	—158	038	881	246
3	601	—290	076	666	—003
4	463	—524	384	642	—273
5	910	—238	067	921	177
6	942	—260	172	960	171
7	615	—326	076	694	—028
8	875	—326	158	928	083
9	908	—255	115	927	160
10	567	—309	164	643	—034
11	911	—238	195	922	178
12	880	—390	060	960	027
13	336	—239	369	405	—070
14	829	—318	180	883	071
15	900	—290	034	935	126
16	757	—237	184	783	113
17	842	—095	189	799	276
18	527	—548	110	710	—266
19	022	—275	113	138	—238
20	752	—441	275	867	—074
21	369	—208	572	421	—028
22	128	—125	195	169	—058
23	138	—107	265	170	—037

* Примечание. Здесь и в последующих таблицах нули и запятые, отделяющие десятичные знаки, опущены; значимые веса подчеркнуты.

 

Результаты 2-го варианта факторного анализа. Из матрицы интеркорреляций 27 показателей общительности и свойств н. с. (без показателей свойств темперамента) было извлечено 4 центроидных фактора и 3 значимых фактора подвергнуты вращению. После вращения 1-го фактора с 3-м вокруг 2-го фактора против часовой стрелки на угол α = 75°00' и последующего вращения факторов А и Б вокруг фактора В против часовой стрелки на угол β = 30°00' получены факторы А', Б', В'. Результаты факторизации отражены в табл. 2.

 

Таблица 2