- •Методы математической статистики в психолого-педагогических науках
- •Предисловие
- •Тема 1. Табулирование и представление данных
- •6 Класса (20 человек)
- •6, 7, 7, 7, 8, 8, 9, 9, 9, 10, 10, 10, 10, 10, 11, 11, 12, 12, 12, 14
- •2. Процедура ранжирования:
- •5. Построение графиков.
- •1) Гистограмма или столбиковая диаграмма.
- •2) Полигон распределения частот.
- •4) Круговая диаграмма.
- •Тема 2. Меры измерения
- •Тема 3. Основные понятия теории вероятностей
- •0£Р(а)£1.
- •Тема 4. Выявление различий в уровне исследуемого признака
- •Тема 5. Оценка достоверности сдвига в значениях исследуемого признака
- •Тема 6. Выявление различий в распределении признака
- •Тема 7. Многофункциональные статистические критерии
- •Тема 8. Исследование взаимосвязи между признаками
- •Тема 9. Однофакторный дисперсионный анализ
- •Тема 10. Двухфакторный дисперсионный анализ
- •Тематика семинарских и практических занятий
- •Дополнительная литература
- •Электронные учебники
- •Интернет-ресурсы
- •Для студентов заочного отделения
- •Содержание
- •Учебно-методическое пособие
- •«Методы математической статистики в психолого-педагогических науках»
- •452453 Республика Башкортостан, г. Бирск,
Тема 6. Выявление различий в распределении признака
Цель: Научиться применять критерии математической статистики для психологических задач типа: сравнение распределений признака.
Задачи:
1. Познакомиться с критериями t – Стьюдента, c2 – Пирсона и l.- Колмогорова-Смирнова
2. Решение задач с использованием этих критериев.
3. Показать способы интерпретации результатов, где в обработке применяются данные критерия.
Теория
Одна из задач для исследователя в психологии состоит в сопоставлении двух распределений, которые могут различаться между собой по средним, дисперсии, асимметрии, эксцессу и по сочетанию этих параметров. Распределения также могут различаться и по частотам каждого разрядного интервала. Обнаружить различия между распределения можно с помощью параметрического критерия t – Стьюдента и непараметрических критериев c2 – Пирсона и l.- Колмогорова-Смирнова.
t – критерий Стьюдента
Критерий применяется в случае, когда стоит задача сравнить средние показатели двух распределений.
Критерий основан на оценке общих частей двух распределений.
Ограничение критерия состоит в том, что распределения должны быть нормальными.
Эмпирическое значение критерия вычисляется по формуле:
- ошибка средней, Х1 и Х2 средние арифметические двух сравниваемых распределений; n – объем соответствующей выборки. |
Эмпирическое значение критерия сравнивается с критическими для f степеней свободы по таблице 7 приложения 2, где .
Пример. В 10 и 8 классе предлагался невербальный тест структуры интеллекта Кеттелла. В таблице 33 представлены результаты суммы баллов по 4 субтестам. Различаются ли средние показатели в данных классах?
Решение:
;
Таблица 33
Обобщенный показатель теста Кеттелла
учащихся 10 и 8 классов
10 класс |
8 класс | ||||||
№ исп. |
Балл |
№ исп. |
Балл |
№ исп. |
Балл |
№ исп. |
Балл |
1 |
34 |
12 |
27 |
1 |
29 |
11 |
24 |
2 |
37 |
13 |
30 |
2 |
34 |
12 |
28 |
3 |
34 |
14 |
33 |
3 |
23 |
13 |
24 |
4 |
28 |
15 |
31 |
4 |
27 |
14 |
23 |
5 |
31 |
16 |
36 |
5 |
27 |
15 |
22 |
6 |
25 |
17 |
28 |
6 |
32 |
16 |
28 |
7 |
24 |
18 |
31 |
7 |
27 |
17 |
31 |
8 |
26 |
19 |
37 |
8 |
29 |
18 |
23 |
9 |
23 |
20 |
28 |
9 |
24 |
19 |
26 |
10 |
24 |
21 |
28 |
10 |
29 |
20 |
35 |
11 |
23 |
22 |
22 |
| |||
Х |
29,09 |
|
Х |
27,25 |
| ||
s |
4,68 |
s |
3,75 |
f=22+20-2=40. Для f=40 – t0,01=2,704, t0,05=2,021
tэмп < t0,05, следовательно, экспериментальная гипотеза отвергается.
Ответ: 10 и 8 класс по средним показателям невербального интеллекта, измеренного по тесту Кеттелла, не различаются.
c2 - критерий Пирсона
Критерий применяется в двух случаях:
1) для сопоставления эмпирического распределения признака с теоретическим (равномерным, нормальным или каким-то иным);
2) для сопоставления двух эмпирических распределений одного и того же признака.
Критерий отвечает на вопрос о том, с одинаковой ли частотой встречаются разные значения признака в эмпирическом и теоретическом распределениях или в двух эмпирических распределениях.
Признак может быть измерен по любой шкале, даже номинальной.
Ограничения:
1) n³30;
2) теоретическая частота для каждой ячейки таблицы не должна быть меньше 5: f³5. Это означает, что если число разрядов задано заранее и не может быть изменено, то мы можем применять метод c2, только накопив определенное минимальное число наблюдений. Так, если количество разрядов (k) задано заранее, минимальное число наблюдений (nmin) определяется по формуле: nmin= 5k
3) выбранные разряды должны «вычерпывать» все распределение, то есть охватывать весь диапазон вариативности признаков. При этом группировка на разряды должна быть одинаковой во всех сопоставляемых распределениях;
4) необходимо вносить поправку на непрерывность при сопоставлении распределений признаков, которые применяют всего 2 значения. При внесении поправки значение c2 уменьшается;
5) разряды должны быть неперекрещивающимися: если наблюдение отнесено к одному разряду, то оно уже не может отнесено ни к какому другому разряду.
Вычисление критерия:
1) при сравнении эмпирического с теоретическим равномерным распределением. Для этого лучше воспользоваться таблицей 34.
Таблица 34
Разряды |
fэj |
fт |
(fэj-fт) |
(fэj-fт)2 |
(fэj-fт)/fт |
|
|
|
|
|
|
Здесь в 1 столбике даются наименования разрядов,
во 2 столбике даются эмпирические частоты по каждому разряду fэj, где j меняется от 1 до k,
в 3 столбике теоретическая частота, одинаковая для каждого разряда и вычисленная по формуле fт=n/k,
в 4 столбике находится разность между эмпирической и теоретической частотами по каждому разряду,
в 5 столбике значения 4 столбика возводятся в квадрат по каждому разряду,
в 6 столбике находится отношение значений 5 столбика к теоретической частоте по каждому разряду.
Эмпирическое значение критерия есть сумма значений 6 столбика, т.е. |
Далее находим число степеней свободы по формуле n=k-1 и определяем для данного n критические значения критерия (таблица 5 приложения 2).
Если c2>c20,01, то эмпирическое распределение отличается от равномерного, если c2£c20,05, то эмпирическое распределение не отличается от равномерного, если c20,05< c2£c20,01, то отличие эмпирического распределения от равномерного значимо на 5% уровне.
Таблица 35
Распределение учащихся по когнитивному стилю «дифференциальность-интегральность» и расчет данных по критерию c2
Стиль |
fэмп |
fт |
(fэмп-fт)2 |
(fэмп-fт)2/fт |
Дифференциально-теоретический |
15 |
10 |
25 |
2,5 |
Дифференциально-деятельностный |
12 |
10 |
4 |
0,4 |
Дифференциально-эмоциональный |
6 |
10 |
16 |
1,6 |
Интегрально- теоретический |
9 |
10 |
81 |
8,1 |
Интегрально- деятельностный |
18 |
10 |
64 |
6,4 |
Интегрально- эмоциональный |
0 |
10 |
100 |
10 |
Пример. У учащихся подросткового возраста (60 человек 13-14 лет) выявлялся когнитивный стиль «дифференциальность-интегральность» по методике Г.А. Берулава. В каждом стиле выделяются три стратегии: теоретическая, деятельностная, эмоциональная. Распределение учащихся по стилям представлены в таблице 35. Можно ли утверждать, что в данной группе учащихся равномерно представлены все данные стили?
Решение: n=60 >30, следовательно, применим критерий c2.
Сформулируем экспериментальную гипотезу: распределение учащихся по стилям «дифференциальность-интегральность» с тремя стратегиями является равномерным.
к=6, следовательно, fт=60/6=10.
Для n=к-1=6-1=5
c20,05=11,070 c20,01=15,089
c2>c20,01, следовательно, экспериментальная гипотеза отвергается.
Ответ: распределение учащихся по стилям «дифференциальность-интегральность» с тремя стратегиями отличается от равномерного.
2) При сравнении двух эмпирических распределений:
Вычисления также произведем с помощью таблицы 36.
Таблица 36
нр |
fэ1j |
fэ2j |
fэ1j+fэ2j |
fт1j |
fт2j |
(fэ1j-fт1j)2 fт1j |
(fэ2j-fт2j)2 fт2j |
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь в 1 столбце записывается наименование разрядов,
во втором столбце записываются соответствующие частоты первого эмпирического распределения (fэ1j), где j меняется от 1 до к,
в третьем столбце записываются соответствующие частоты второго эмпирического распределения (fэ2j),
в 4 столбце находится сумма эмпирических частот первого и второго распределения по каждому разряду отдельно (fэ1j+fэ2j),
в 5 столбце записывается теоретическая частота каждого разряда первого эмпирического распределения, вычисленная по формуле: |
; |
в 6 столбце записывается теоретическая частота каждого разряда первого эмпирического распределения, вычисленная по формуле: |
; |
в 7 столбце находится квадрат разности соответственно эмпирической частоты первого распределения с его теоретической частотой по каждому разряду и делится на эту теоретическую частоту ((fэ1j-fт1j)2/ fт1j),,
в 8 столбце находится квадрат разности соответственно эмпирической частоты второго распределения с его теоретической частотой по каждому разряду и делится на эту теоретическую частоту ((fэ2j-fт2j)2/ fт2j).
Значение критерия есть сумма всех значений 7 и 8 столбцов, т.е.
.
Далее также находится число степеней свободы n и по таблице 5 приложения 2 находятся критические значения.
Если c2>c20,01, то одно эмпирическое распределение отличается от другого, если c2£c20,05, то первое эмпирическое распределение не отличается от второго, если c20,05< c2£c20,01, то отличие двух эмпирических распределений друг от друга значимо на 5% уровне.
Пример. У учащихся подросткового возраста массовой школы (25 человек) и воспитанников детского дома (25 человек) определялись особенности образа «я» по методике «Каким я кажусь себе». В результате выделилось 7 категорий высказываний о себе. Данные представлены в таблице 36. Различается ли распределение количества высказываний о себе по категориям подростков детского дома и массовой школы?
Решение: n1=88 (количество высказываний подростков массовой школы о себе), n2=111 (количество высказываний подростков детского дома о себе). n1, n2 >30, следовательно, применим критерий c2.
Сформулируем экспериментальную гипотезу: распределение высказываний подростков детского дома и массовой школы о себе по различным категориям существенно отличаются.
Вычислим эмпирическое значение критерия в таблице 37.
Таблица 37
Количество высказываний подростков детского дома и массовой школы о себе и расчет критерия c2
№ катег. выск. |
f1 |
f2 |
f1+f2 |
fт1 |
fт2 |
(f1-fт1)2 fт1 |
(f2-fт2)2 fт2 |
1 |
10 |
20 |
30 |
13,27 |
16,73 |
0,81 |
0,53 |
2 |
22 |
22 |
44 |
19,45 |
24,54 |
0,33 |
0,26 |
3 |
5 |
15 |
20 |
8,84 |
11,15 |
1,67 |
1,33 |
4 |
1 |
22 |
23 |
10,17 |
12,83 |
8,27 |
6,55 |
5 |
20 |
8 |
28 |
12,38 |
15,62 |
4,69 |
3,72 |
6 |
15 |
20 |
35 |
15,48 |
19,52 |
0,01 |
0,01 |
7 |
15 |
4 |
19 |
8,4 |
10,59 |
5,19 |
4,1 |
Категории высказывания:
1) формально-библиографические ролевые сведения; 2) отношения к окружающим людям; 3) отношение к своему возрасту, взрослости, самостоятельности; 4) умения, интересы, способности, интеллект; 5) поведение; 6) качества личности; 7) внешность, отношение к сверстникам противоположного пола.
χ2эмп=0,81+0,33+1,67+8,27+4,69+0,01+5,19+0,53+0,26+1,33+6,55+3,72+0,01+4,1=37,47;
Найдем число степень свободы ν=7-1=6.
Для ν=6 χ20,01=16,812; χ20,05= 12,592.
χ2эмп > χ20,01Þ принимается экспериментальная гипотеза.
Ответ: Количество высказываний о себе, относящихся к разным категориям, у подростков детского дома отличаются от количества высказываний подростков массовой школы.
Поправка на непрерывность вносится тогда, когда n=1. Формула тогда имеет следующий вид:
.
Пример. У студентов I курса педагогического вуза (факультетов физики и математики, биологии и химии, филологии) выявлялась принадлежность к когнитивному стилю «полезависимость-поленезависимость» по методике «Замаскированные фигуры» Готтшальтда. Результаты исследования представлены в таблице 37. Выявляются ли половые различия в принадлежности к данным стилям?
Решение: n1=49 (количество юношей), n2=53 (количество девушек), n1, n2 >30, следовательно, применим критерий c2.
Сформулируем экспериментальную гипотезу. Юноши и девушки студенты по принадлежности к когнитивному стилю «полезависимость-поленезависимость» различаются.
Найдем эмпирическое значение критерия по таблице 38.
Таблица 38
Распределение девушек и юношей по принадлежности к стилю «полезависимость-поленезависимость» и расчет значения критерия χ2
Стиль |
f1 |
f2 |
f1+f2 |
fт1 |
fт2 |
(f1-fт1-0,5)2 fт1 |
(f2-fт2-0,5)2 fт2 |
ПЗ |
14 |
34 |
48 |
23,1 |
24,9 |
3,99 |
2,97 |
ПНЗ |
35 |
19 |
54 |
25,9 |
28,1 |
2,86 |
3,28 |
к=2, следовательно, n=1.
Для данного n - χ20,01=6,635; χ20,05= 3,841.
χ2эмп > χ20,01Þ принимается экспериментальная гипотеза.
Ответ: юноши и девушки по принадлежности к когнитивному стилю «полезависимость-поленезави-симость» различаются.
l - критерий Колмогорова-Смирнова
Критерий применяется в двух случаях:
1) для сопоставления эмпирического распределения признака с теоретическим – равномерным, нормальным или каким-то иным;
2) для сопоставления двух эмпирических распределений одного и того же признака.
Критерий отвечает на вопрос о том, велика ли максимальная разность между накопленными относительными частотами двух распределений.
Ограничения:
1) при сравнении двух эмпирических распределений n1,2³50, при сравнении эмпирического с теоретическим n³5.
2) разряды должны быть представлены хотя бы в ранговой шкале и должны быть упорядочены либо по возрастанию, либо по убыванию.
Вычисления:
1) Эмпирического распределения с теоретическим равномерным.
Для этого лучше воспользоваться таблицей 39.
Таблица 39
Разряды |
fэj |
fт |
fэj* |
fт* |
fэj*cum |
fтj*cum |
d |
|
|
|
|
|
|
|
|
Здесь в 1 столбце даются наименования разрядов,
во 2 столбце даются эмпирические частоты по каждому разряду fэj, где j меняется от 1 до k,
в 3 столбце теоретическая частота, одинаковая для каждого разряда и вычисленная по формуле: fт=n/k,
в 4 столбце находится относительная частота эмпирического распределения по каждому разряду по формуле: fэj*= fэj/n,
в 5 столбце находится относительная частота теоретического распределения по формуле: fт*= fт/n,
в 6 столбце найдем относительную накопленную частоту эмпирического распределения по каждому разряду по формуле: fэj*cum= fэ(j-1)*cum+ fэj*,
в 7 столбце найдем относительную накопленную частоту теоретического распределения по каждому разряду по формуле: fтj*cum= fт(j-1)*cum+ fтj*,
в 8 столбце найдем разность между 6 и 7 столбцом по модулю по формуле:
d=| fэj*cum - fтj*cum |
Далее определим, в каком разряде наибольшее значение разности, и сравним его с критическим, определенным по таблице 6 приложения 2 для данного n.
Если dmax>d0,01, то эмпирическое распределение отличается от теоретического, если dmax £ d0,05, то эмпирическое распределение не отличается от теоретического, если d0,05< dmax £ d0,01, то отличие эмпирического распределения от теоретического значимо на 5% уровне.
Пример. С учащимися 3-х классов проводилось исследование уровня притязаний. Предлагалось 12 мыслительных задач (матрицы Равена) разной степени сложности (номер соответствовал степени сложности). Можно ли утверждать, что в этом возрасте первый выбор равномерно распределяется по всем номерам задач.
Решение: n=39 это больше 5. Разрядные интервалы представлены количественно и упорядочены по возрастанию, следовательно, можно применять кр. λ.
Таблица 40
Количество учащихся, выбравших данный номер задания и расчет критерия l
№ задач |
fэj |
fт |
fэj* |
fт* |
fэj*cum |
fтj*cum |
d |
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 |
5 4 5 7 11 0 2 2 0 3 0 0 |
3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 3.25 |
0.1282 0.1026 0.1282 0.1795 0.282 0 0.0513 0.0513 0 0.0769 0 0 |
0.0833 0.0833 0.0834 0.0833 0.0833 0.0834 0.0833 0.0833 0.0834 0.0833 0.0833 0.0834 |
0.1282 0.2308 0.359 0.5385 0.8205 0.8205 0.8718 0.9231 0.9231 1 1 1 |
0.0833 0.1666 0.25 0.3333 0.4166 0.5 0.5833 0.6666 0.75 0.8333 0.9166 1 |
0.0449 0.0642 0.109 0.2052 0.4039 0.3205 0.2885 0.2565 0.1731 0.1667 0.0834 0 |
Сформулируем экспериментальную гипотезу: распределение первого выбора в 3 классе всех степеней сложности задач является равномерным.
Найдем эмпирическое значение критерия по таблице 40, где fт=39/12=3,33. dmax=0.4039 Для n=39 определяем по таблице 6 приложения 2. d0,01=0.2574, d0,05=0.2147
dmax> d0,01 Þ распределение не является равномерным.
Ответ: В 3 классе учащиеся неравномерно при первом выборе избирают разной сложности номера задач.
2) При сравнении эмпирического распределения с эмпирическим:
Вычисления также произведем с помощью таблицы 41.
Таблица 41
Разряды |
fэ1j |
fэ2j |
fэ1j* |
fэ2j*2 |
fэ1j*cum |
fэ2j*cum |
d |
|
|
|
|
|
|
|
|
Вычисления аналогичны предыдущему случаю, только вместо теоретической частоты записывается частоты второго эмпирического распределения.
После нахождения максимальной разности dmax вычисляется значение критерия по формуле: |
Если l>1,63, то одно эмпирическое распределение отличается от другого, если l£1,36, то первое эмпирическое распределение не отличается от второго, если 1,36< l£1,63, то отличие двух эмпирических распределений друг от друга значимо на 5% уровне.
Пример. С учащимися 3 класса проводилось исследование на умение обобщать по тесту «пятый лишний» на вербальном и невербальном материале с одинаковым количеством заданий. За каждое правильно выполненное задание ставился балл. Результаты сгруппированных данных представлены в таблице 41. Различается ли распределение частот уровня обобщения на вербальном и невербальном материале в 3 классе?
Решение: n1=60 и n2=60 это больше 50. Разрядные интервалы представлены количественно и упорядочены по возрастанию, следовательно, можно применять критерий λ.
Сформулируем экспериментальную гипотезу: распределение частот уровня обобщения на вербальном и невербальном материале в 3 классе отличаются.
Найдем эмпирическое значение критерия по таблице 42.
Таблица 42
Распределение частот уровня обобщения на вербальном и невербальном материале в 3 классе и расчет критерия l
Балл |
fэ1j |
fэ2j |
fэ1j* |
fэ2j*2 |
fэ1j*cum |
fэ2j*cum |
d |
|
2 |
3 |
1 |
0,05 |
0,02 |
0,05 |
0,02 |
0,03 |
|
3 |
5 |
4 |
0,08 |
0,07 |
0,13 |
0,09 |
0,04 |
|
4 |
12 |
6 |
0,2 |
0,1 |
0,33 |
0,19 |
0,14 |
dmax |
5 |
11 |
12 |
0,18 |
0,2 |
0,51 |
0,39 |
0,12 |
|
6 |
10 |
17 |
0,17 |
0,28 |
0,68 |
0,67 |
0,01 |
|
7 |
9 |
10 |
0,15 |
0,17 |
0,83 |
0,84 |
0,01 |
|
8 |
6 |
5 |
0,1 |
0,08 |
0,93 |
0,92 |
0,01 |
|
9 |
3 |
3 |
0,05 |
0,05 |
0,98 |
0,97 |
0,01 |
|
10 |
1 |
2 |
0,02 |
0,03 |
1 |
1 |
0 |
|
l£1,36 Þ экспериментальная гипотеза отвергается.
Ответ: распределение частот уровня обобщения на вербальном и невербальном материале в 3 классе не различается.
Задачи:
6.1. Со студентами, обучающихся на факультетах естественно-научного цикла (120 человек) и гуманитарного цикла (115 человек), проводилась проективная методика Е.С. Романова и О.Ф. Потемкина на представление о картине мира. Картина мира в рисунке отображалась в 5 видах: планетарная, пейзажная, непосредственное окружение, метафорическая и схематическая. Результаты представлены в таблице 43. Выявляются ли различия между этими студентами по характеру отображения в рисунке картины мира. Одинаково ли часто представлены данные виды картин мира у студентов? Представить данные графически и дать анализ.
6.2. У детей 5-6 лет, воспитывающихся в полных семьях (20 человек) и неполных семьях (20 человек), исследовались особенности воображения по методике «дорисовывание фигур» Е.П. Торренса в модификации О.М. Дьяченко и А.И. Кирилловой. Было получено, что дети используют различные сферы при создании рисунка. Результаты представлены в таблице 44. Различаются ли дети, воспитывающиеся в полных и неполных семьях, по частоте выбора сфер детьми. Представить график графически и дать ему анализ.
Таблица 43
Распределение студентов естественно-научного и гуманитарного цикла по характеру отображения картины мира на рисунке
Характер отображения |
Количество студентов | |
Естественно-научного |
Гуманитар-ного | |
Планетарная |
13 |
18 |
Пейзажная |
57 |
50 |
Непосредственное окружение |
18 |
16 |
Метафорическая |
17 |
20 |
Схематическая |
15 |
11 |
Таблица 44
Количество рисунков, относящихся к разным
сферам, у детей из полных и неполных семей
Сфера |
Количество рисунков, соответствующих данной сфере | |
Дети из полной семьи |
Дети из неполной семьи | |
Люди |
21 |
14 |
Животные и растения |
39 |
26 |
Природные явления |
31 |
23 |
Быт |
29 |
34 |
Транспорт |
21 |
18 |
6.3. В 3 классе изучался невербальный интеллект по тесту Кеттелла. В данном тесте первый субтест направлен на изучение умения находить закономерности в ряду. Третий субтест изучает то же умение на основе аналогий. Различается ли распределение частот (данные представлены в таблице 45) уровня нахождения закономерностей на основе аналогии и без них в 3 классе?
Таблица 45
Результаты исследования умения
находить закономерности в ряду
Балл |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
F1 (1 субт.) |
2 |
5 |
8 |
11 |
9 |
9 |
6 |
F2 (3 субт.) |
2 |
10 |
14 |
10 |
8 |
4 |
2 |
Таблица 46
Количество выборов мотивов учебной
деятельности студентов 1 и 5 курсов
№ |
Мотивы |
1 курс |
5 курс |
1 |
Стать высоко квалифицированным специалистом |
19 |
28 |
2 |
Получить диплом |
28 |
34 |
3 |
Успешно продолжить обучение на последующих курсах |
13 |
10 |
4 |
Успешно учиться, сдавать экзамены на «хорошо» и «отлично» |
23 |
17 |
5 |
Постоянно получать стипендию |
9 |
24 |
6 |
Приобрести глубокие и прочные знания |
17 |
21 |
7 |
Быть постоянно готовыми к очередным занятиям |
8 |
2 |
8 |
Не запускать изучение предметов учебного цикла |
6 |
2 |
9 |
Не отставать от сокурсников |
8 |
3 |
10 |
Обеспечить успешность будущей профессиональной деятельности |
20 |
21 |
11 |
Выполнять педагогические требования |
1 |
3 |
12 |
Достичь уважения преподавателей |
15 |
6 |
13 |
Быть примером для сокурсников |
2 |
1 |
14 |
Добиться одобрения родителей |
9 |
7 |
15 |
Избежать осуждения и наказания за плохую учебу |
9 |
4 |
16 |
Получить интеллектуальное удовлетворение |
13 |
17 |
6.4. Со студентами 1 и 5 курса факультета педагогики и психологии по 40 человек каждого курса проводилась методика на изучение мотивов учебной деятельности студентов. Результаты представлены в таблице 46. Выявляются ли значимые различия в выраженности мотивов студентов 1 и 5 курса.
Таблица 47.
Количество суждений в понимании состояний и отношений человека на основе его мимики, отражающих разные качества, юношами с патологией поведения
Мимика |
Олигофрения |
Шизофрения |
Эпилепсия |
Действия |
69 |
113 |
91 |
Состояние |
309 |
222 |
225 |
Отношение |
15 |
0 |
118 |
Качества личности |
4 |
0 |
0 |
Интеллектуальные и волевые качества |
42 |
90 |
104 |
Эмоционально-личностная оценка |
22 |
26 |
36 |
Социальный статус и роль |
0 |
28 |
5 |
Форма взаимодействия |
5 |
17 |
0 |
Тропы |
0 |
17 |
0 |
6.5. С юношами с патологией поведения олигофрения, шизофрения и эпилепсия (в каждой группе по 33 человека) проводилась методика «Диагностика способности к адекватному пониманию невербального поведения» В.А. Лабунской. На основе решения первой задачи, направленной на диагностику адекватности понимания состояний и отношений человека на основе мимики, выявлялись вербальные значения, относящиеся к определенным психологическим и социально-психологическим явлениям, которые отображены в таблице 47.
6.6. После коррекционной работы, направленной на развитие операции сериации, в экспериментальной группе (50 человек) и контрольной (60 человек) был проведен контрольный срез на уровень сформированности данной операции. Результаты представлены в таблице 48. Можно ли утверждать, что реализуемая программа была эффективной.
Таблица 48
Количество испытуемых, получивших балл
по тесту, изучающему операцию сериации
Баллы |
Экспериментальная группа |
Контрольная группа |
1 |
3 |
6 |
2 |
9 |
30 |
3 |
24 |
18 |
4 |
14 |
6 |
6.7. В выборке студентов мужского пола технических вузов проводился тест Люшера в 8-цветном варианте (Сидоренко Е.В.,1996). Результаты представлены в таблице 49. Можно ли утверждать, что распределение желтого цвета по 8-ми позициям у данных испытуемых отличается от равномерного распределения?
Таблица 49
Эмпирические частоты попадания желтого
цвета на каждую из 8 позиций
Позиции желтого цвета | |||||||
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
24 |
25 |
13 |
8 |
15 |
10 |
9 |
8 |
Таблица 50
Количество слов, прочитанных за 1 мин
№ |
8 класс |
9 класс |
№ |
8 класс |
9 класс |
1 |
108 |
121 |
11 |
110 |
116 |
2 |
130 |
104 |
12 |
128 |
131 |
3 |
99 |
135 |
13 |
98 |
150 |
4 |
100 |
126 |
14 |
125 |
108 |
5 |
116 |
115 |
15 |
130 |
132 |
6 |
105 |
141 |
16 |
|
134 |
7 |
129 |
106 |
17 |
|
125 |
8 |
125 |
116 |
18 |
|
139 |
9 |
130 |
102 |
19 |
|
100 |
10 |
130 |
167 |
|
|
|
6.8. Различаются ли средние показатели детей 7-8 лет с ЗПР и нормальным уровнем развития по уровню тревожности, измеренному по тесту тревожности Кондаша в обработке А.М.Прихожан? Результаты представлены в таблице 23 стр.47. Сравнение выполнить по всем видам тревожности: школьной, самооценочной и межличностной, а также общему уровню.
6.9. В 8 и 10 классах проводилось исследование темпо-ритмических показателей. Один из них – скорость чтения за 1 минуту. Результаты представлены в таблице 50. Различаются ли средние показатели скорости чтения в 8 и 10 классах?
6.10. В 5, 6 и 7 классах проводилось исследование обобщения по тесту Р.Амтхауера. Результаты даны в таблице 12, стр. 18. Различаются ли средние показатели в 5 и 6 классах, 6 и 7 классах, в 5 и 7 классах?