Соотношениевариативности факторов ШФ и факторов 16РФ

на выборке в 1218 испытуемых (форма 16ЛФ).

Коэффициенты V подсчитывались делением стандартных отклонений S на количество пунктов в шкале N

16ЛФ		16РФ		16ЛФ	16РДФ	16ЛФ	16РЛФ
S	пунктов	•S	пунктов	V	V	ринги	ран ni
13. 39		6. 33		0. 38	0. 24		■ 28
0. 73		6. 12		0. 81	0. 61	-	-
23. 67		19. 47		0. 46	0. 31
23. 14		20. 75		0. 51	0. 32
14. 50		22. 07		0. 44	0. 41
14. 21		17. 00		0. 43	0. 27	8 •
19. 94		13. 39		Q. 45	0. 26
10. 38		8. 53		0. 42	0. 27
6. 87		17. 55		0. 43	. 0. 30
10. 46	3!	15. 38		0. 34	0. 36
12. 25		17. 21		0. 31	0. 31
18. 49		21. 02		0. 46	0. 42
9. 97		12. 93		0. 37	0. 28
8. 29		13. 45		0. 52	0. 23
19. 01		6. 42		0. 42	0. 28
24. 76				0. 47			•

В табл. 22 приводятся стандартные отклонения для факторных шкап 16РФ и 16ЛФ, подсчитанные по выборке 1218 испытуемых. Трудность пря­мого сравнения этих стандартных отклонений заключается в том, что, со­гласно компьютерному многофакторному ключу, но которому обрабатыва­лись протоколы, в шкалы 16РФ и 16ЛФ входят разное число пунктов — несколько больше в 16РФ. Для нивелирования этого искуса венного раз­личия мы подсчитывали некий индекс, подобный коэффициенту вариа­тивности — в данном случае величина среднего квадратического отклоне­ния делилась на число пунктов в шкале. В колонках V таблицы 6 приво­дятся значения этих индексов. В правой части таблицы 6 даются ранги. присвоенные факторам 16РФ и 16ЛФ в порядке сквозной нумерации. Лег­ко видеть, что более младшие ранги, соответствующие более высокому значению вариативности V, получены для факторов 16ЛФ. Критерий раз­ности ранговых сумм (Рунион, 1982) значим на уровне р < 0, 001. Только два фактора из 16ЛФ не попали в число 15 максима! ьно вариативных

факторов (в обоих факторных системах мы исключили из рассмотрения фактор Интеллекта, так как дисперсия по нему складывается во многом искусственно — зависит от числа введенных в тест задач на сообрази­тельность). Это факторы М — «Мечтательность» и N — «Социабель-ность». Интересно отметить, что именно эти факторы, и по данным Кэт-тэлла, и по нашим данным, отличаются минимальной дискриминативно-стью, устойчивостью к перетестированию и гомогенностью (Cattell et at., ! 970), то есть являются слабейшими по ряду количественных психомет­рических показателей.

Только 2 фактора из числа 14 факторов 16РФ «пробились» в число более дискриминативных и стоят наравне с факторами 16ЛФ. Это фак­тор 12 «Невротическая интроверсия» (ранг 10) и фактор 5 «Потенциаль­ной энергии» (ранг 13), близкий по смыслу к «Силе-Я», опять же к содержанию главных кэттэлловских вторичных факторов, а также к со­держанию факторов «Эмоциональная нестабильность» и «Уверенность» из Большой Пятерки.

Таким образом, мы получили в нашем эксперименте как бы отрица­тельный ответ на гипотезу о более высокой дискриминативности русско­язычных факторов. Можно ли эти данные рассматривать как существен­ный аргумент в пользу отвержения этой гипотезы? По-видимому, это де­лать преждевременно. И вот из каких соображений. Вспомним, что сам перечень пунктов формы А базисного вопросника формировался нами по наличию значимых корреляций с факторами 16ЛФ. Тем самым данный набор пунктов, несмотря на то, что многие из этих пунктов работают сразу на несколько факторов, и, в частности, на факторы 16РФ, все-таки является специализированным и подбирался под систему 16ЛФ. Посмот­рим (см. ниже), удастся ли факторам 16ЛФ «победить» в споре с 16РФ как бы «на их территории» — на пунктах, созданных на базе русскоязыч­ной таксономии личностных черт.

В табл. 23 дается аналогичное сравнение факторов 16ЛФ и 16РФ, но воссозданных уже на 270 пунктах вопросника 16РФ. Напомним, что эти пункты формулировались на основе семантических кластеров, выделен­ных из 2090 русскоязычных обозначений черт. Так что нельзя говорить о том, что пункты 16РФ специально создавались под факторную структу­ру, просто ключи для этой факторной структуры, так же как и для струк­туры 16ЛФ, перепроверялись за счет анализа пунктов. В некотором смысле данный вопросник является нейтральным к выбору факторной структу­ры. Сама по себе факторная структура 16РФ на базе этого вопросника с помощью эксплораторного факторного анализа не воспроизводится (толь­ко пятифакторная модель, как это показано в табл. 5).

Как можно видеть из табл. 23. по 9 шкал 16РФ из 15 превосходят шкалы 16ЛФ по величине дисперсии (при незначительном преобладании численности пунктов в этих шкалах). Но критерий разности ранговых сумм для показателей вариативности V не подтверждает значимых раз­личий.

Таблица 23

Соотношение вариативности факторов 16ЛФ и факторов 16РФ

на выборке в 490 испытуемых (форма 16РФ-А).

Некоторое преимущество факторов 16РФ по вариативности

не является значимым (по критерию разности ранговых сумм)

16ЛФ		16РФ		16ЛФ	16РФ	16ЛФ	16РФ
S	пунктов	S	пунктов	V	V	ранги	ранги
5. 55		9. 85		0, 278	0, 352		5
6. 7		6, 70		0, 335	0, 335
7, 74		11. 55		0, 369	0, 304
7. 75		10. 41		0, 323	0, 325
6, 1		11, 83	. 33	0, 290	0, 358
9, 12		8. 73		0, 261	0, 273	, 31 *
6, 25		3, 77	II	0, 329	0, 343
4. 24		8, 46		0, 265	0, 313
5, 17		7, 55		0, 287	. 0, 302
4, 26		4, 37		0, 355	. 0, 336
5, 71		3. 88		0, 286	0, 388
3, 42		7, 22		0, 311	0, 289
4, 29		3, 68		0, 286	0, 335
4, 09		7. 11		0, 315	0, 339
9, 04		6, 42		0, 323	0, 292
5, 86				0, 266			•

Серьезным аргументом в пользу того, что 16РФ является более диагно­стически мощной системой на русскоязычной популяции, являются дан­ные о внутренней независимости двух факторных-систем. Дело в том, что сама по себе высокая дискриминативность факторов, взятых отдельно один от другого, еще не позволяет говорить об информационной емкости системы в целом. Представим себе, что все факторы 16ЛФ тесно коррели­руют один с другим, фактически как бы дублируя один другого. Да, если при этом они ориентированы вдоль главного направления межиндивиду­альных различий (вдоль главных компонент), то коэффициенты вариатив­ности для всех них будут высокими, но совокупная информативность си­стемы в целом может быть более низкой.

Для ответа на этот последний вопрос мы подсчитали средние коэффи­циенты корреляции между факторными шкалами для 16ЛФ и 16РФ по 1218 протоколам (для 120 и 105 пар шкал соответственно, то есть средние значения для треугольных матриц интеркорреляций между шкалами). Как

и ожидалось, для кэттэлловских факторов этот средний коэффициент кор­реляции (модулей корреляции) оказался значимо выше — 0, 33 против 0, 27 для 16РФ. Еще более наглядно это преимущество 16РФ в плане ин­формационной емкости выявляется при сравнении вторичных факторов, полученных путем факторизации матриц интеркорреляций между шкала­ми 16ЛФ и 16РФ. На шкалах 16РФ получено 6 независимых вторичных факторов, а на шкалах 16ЛФ — 5 (см. табл. 24а и 246).

Таблица 24а

Результаты факторизации шкал 16РФ. Матрица нагрузок по факторам. Целая часть и десятичная точка для факторных нагрузок опущены.

Фактор 1. Вес 22, 8%

" Экстраверсия + стабильность — интроверсия + нейротизм ТЗ

46 20 91 -9 76 -15 -8 -4 -3 68 53 -87 38 -20 24

Фактор 2. Вес 17, 4%

Сознательность + зрелость — импульсивность + наивность Т4

-16 6-26 83 22 -40 89 17 67-50-8 -11 -6 12-24

Фактор 3. Вес 15, 7%

Смелость + уверенность + самостоятельность — несамостоятельность

-39 10 8 16 46 8 -18 -3 -34 27 59 -33 77 8 81

Фактор 4. Вес 12, 9%

Коммуникабельность + Дружелюбие — Неуживчивость + мизантропичность

-60 2 -2 -28 12 74 -5 2 -5 14 34 15 18 -85 -17

Фактор 5. Вес 9, 4%

Честность + морализм — лживость + цинизм

25 -7 -4 23 5 25 -6 94 46 - 18 23 5 -17 6-1

Фактор 6. Вес 7, 6%

Интеллект — ограниченность

2 95 5 24 25 -17 -3 -5 -9 -5 14 -20 6 -12 4

Таблица 246

Результаты факторизации шкал 16ЛФ. 1218 протоколов формы А.

Фактор 1. Вес 31, 6%

Экстраверсия + стабильность — интроверсия 4 нейротизм

30 12 80 86 50 -2 80-53 -19-5 -55 -87 82 11 31 -71

Фактор 2. Вес 22, 8%

Сознательность + флегматизм — импульсивность + наивность

1 8 -25 3 38 -94 4 44 5 91 -76 11 19 9 -86 40

Фактор 3. Вес 16, 2%

Коммуникабельность + морализм — индивидуализм + нонконформизм

⇐ Предыдущая14151617181920212223Следующая ⇒

Поделиться:

Воспользуйтесь поиском по сайту: