Шкала богардуса (социальной

ДИСТАНЦИИ) — метод измерения уста­новки одной соц. гр. относительно др. соц. гр. Респондентам предлагается вы­разить свое согласие или несогласие с се­мью монотонными (кумулятивными) су­ждениями, относящимися к опред. соц. гр.: от «желательно установление близко­го родства путем брака» до «не должны проживать в моей стране». Предполагает­ся, что эти суждения отражают соотв. «соц. дистанции», желательные для рес­пондента по отношению к типичным членам изучаемой гр., что психол. рас­стояние между последовательными суж­дениями одинаково и групповая установ­ка опред. как сумма или среднее по гр.

Лит.: Зайцева М.И. Методы шкалиро­вания при измерении установки // Соц. иссл-я. Вып. 5. М., 1970; Bogardus E.S. Analyzing Changer in Public Opinion // Journal of Applied Sociology. 1925. V. 9; Idem. Measuring Social Distance // Ibid.

M.C. Косолапое

ШКАЛА ГУТТМАНА (ГУТМАНА) - по­нятие, с к-рым тесно связано представ­ление о шкалограммном анализе, т.е. со­вокупности вычислительных процедур, предназначенных для обработки данных в соответствии с моделью, предложен­ной в 1940-х гг. Л. Гуттманом. Идеи и методы, развитые Гуттманом, стали весь­ма популярны среди исследователей в области соц. наук из-за их простоты и ес­тественности.

Шкалограммный анализ (в осн. своей ч.) предназначен для обработки данных, образованных ответами респондентов на вопр. анкеты или теста, причем все вопр. допускают ответы только вида «да» или

«нет». Рез-том применения метода ел) жат шкала вопр. и шкала респонденто1 согласованные с т.з. модели, предложен ной Гуттманом. Помимо этого, использ; ется ряд числовых индексов, с помощь: к-рых можно оценить, насколько исход ные данные согласуются с моделью шкг лограммного анализа.

Рассмотрим гр. вопр. анкеты, преднг значенных для анализа. Предположип что все вопр. относятся к одному и тот же соц. явлению (свойству, факту и т.п. а различие в ответах респондентов на ра: ные вопр. может объясняться, напр. тел что разные вопр. и разные респондент отождествляются с разными проявленш ми этого свойства. Используем для поя< нения гипотетический пример изучен и такого явления, как «соц. климат» в тр] довом коллективе. Соотв. анкета мои: бы включать след. вопр.:

A. За последние полгода я не помню
нас к.-н. серьезных конфликтов;

Б. Утром, идя на работу, я с удовол! ствием думаю, что снова увижу свои коллег;

B. Многочисленные конфликты у ш
в коллективе никак не связаны с содег.
жанием работы;

Г. Работа пошла бы лучше, если б: время от времени не приходилось трг тить силы на разные дрязги.

(Инструкция: пометить знаком «4 утверждения, с к-рыми вы согласны).

Будем полагать, что ответы рее π о г дентов на один и тот же вопр. не завися от индивидуально-психологических ра; личий между ними, а опред. только теп насколько в коллективе, в к-ром работае респондент, выражено (в положительну] или отрицательную сторону) латентне свойство, обозначенное выше как coi климат. Если это так, то следует ожидат] что появятся недопустимые сочетай и ответов респондентов, напр. - + - +. Бс лее того, можно так упорядочить вощ анкет и так переобозначить ответы, чт табл. возможных сочетаний ответов 6} дет очень короткой и иметь совершенн опред. структуру. В приведенном приме ре рассмотрим следующее упорядочени вопр.: Б, А, Г, В. Обозначим знаком «+

ШКАЛА ГУТТМАНА <ГУТМАНА)

отрицательные ответы на вопр. Г и В (тогда для всех вопр. знак «+» означает выбор в пользу хорошего климата по сравнению с плохим). Это позволит привести табл. возможных сочетаний от­ветов к след. виду:

Номер сочетания	Вопр.
Б	А	Г	В
	+	+	+	+
	-	+	+	+
	-	-	+	+
	-	-	-	+
		_,

Ответы одного респондента могут об­разовывать только одно из пяти допус­тимых сочетаний.

Такая структура исходных данных мо­жет порождаться след. простой матем. моделью. Предположим, что свойство «соц. климат» можно измерить одномер­ной числовой шкалой, на к-рой каждому трудовому коллективу ставится в соот­ветствие точка (число). Это же число приписывается всем респондентам из этого коллектива (в соответствии со сде­ланным выше предположением ответы респондентов из одного коллектива должны быть одинаковыми). Вопр. анке­ты тоже может быть измерен на этой шкале по след. правилу: вопр. X припи­сывается число д:, если для положитель­ного ответа на этот вопр. необходимо ра­ботать в коллективе, к-рому приписано число большее х, а для отрицательного ответа на тот же вопр. необходимо рабо­тать в коллективе, к-рый измерен по этой шкале значением не большим, чем χ

Из этой модели, как из описанной выше структуры допустимых сочетаний ответов, вытекает ряд следствий. Напр., если респондент дал положительный от­вет на вопр. Б, то он обязательно даст положительные ответы (с учетом приня­тых переобозначений) и на остальные вопр. Если анкета содержит η вопр., удовлетворяющих в совокупности опи­санной модели, то существует только η + 1 допустимых сигнатур, и, значит, респонденты, ответившие на вопр. анке-

ты, могут образовать не более чем и + 1 гр., каждой из к-рых приписывается свое значение на шкале латентного фак­тора. Пусть /и у — индексы двух вопр. анкеты, i,j €€ {1, 2,..., и}; пусть также Ki и Kj — число респондентов, ответив­ших положительно на /-и и>-й вопр. ан­кеты, соотв., а Ку— число респондентов, ответивших положительно и на ί-й и j-й вопр. Тогда при условии справедливости модели Гуттмана должно выполняться след. соотношение для любых двух пар вопр. / и /:

(1)

К^тт(К,, Kj).

Ясно, что реальные данные, получен­ные в рез-те опросов, могут удовлетво­рять описанной матем. модели лишь приблизительно. Используя свойство (1), можно ввести индекс, позволяющий оценить, насколько данные согласуются с моделью Гуттмана. В 1947 Лавингер предложил рассматривать индекс одно­родности для двух вопр. вида:

(2)

Η ^K9'^k-^kj ______

^IJ πύη(Κ„ Kj)-K,Kj

Величина Щ равна I, когда два вопр. однородны, т.е. удовлетворяют соотно­шению (1); та же величина равна 0, ко­гда ответы на эти два вопр. — независи­мые события. Индекс однородности всей совокупности вопр. получается как взвешенное среднее всех индексов Ид. В кач-ве весов предполагается использо­вать величины

q_:j = min (К,, К^ [т - max (К,, if,)],

где т — число респондентов, отвечав­ших на эти вопр. Т.о., получаем след. индекс однородности всей анкеты:

Η

(3)

Ί.Β,

к-рый равен 1, когда данные идеально со­ответствуют модели Гуттмана, и равен О, когда вопр. в совокупности независимы. Если исследователь, используя, напр. индекс Я, убедился, что его данные не противоречат модели Гуттмана, он мо­жет применить один из многочисленных

ШКАЛА ЛАЙКЕРТА (ЛИКЕРТА)

вычислительных методов, рассмотрен­ных в лит., чтобы присвоить шкальные значения вопр. и респондентам.

Отклонения от модели Гутгаана, со­стоящие в невыполнении соотношения (1), могут объясниться двумя принципи­ально разными причинами. Если пред­положить, что реакция респондента на вопр. не опред. однозначно свойствами респондента и волр., а есть всегда (до нек-рой степени) случайный процесс, то мы приходим к вероятностным моделям стат. теории тестов и латентно-структур­ного анализа. Если же оставаться в рам­ках детерминированных моделей, к к-рым и принадлежит модель Гуттмана, то придется или отказаться от предполо­жения об одномерности латентного свойства, к-рым описываются респон­денты и вопр.; или (что эквивалентно с матем. т.з.) предположить, что взаимо­действие респондентов и вопр. анкеты объясняется действием более чем одного свойства. Это приводит к многомерным обобщениям модели Гутгаана, к-рые впервые начал рассматривать Ф. Кумбс. Эти модели основаны на след. перефор­мулировке модели Гутгаана: можно счи­тать, что в одномерной модели каждому вопр. ставится в соответствие область шкалы, на к-рой расположены точки, соотв. респондентам, давшим положи­тельный ответ на этот вопр. В данном случае это будет множество вида {у| χ > х}, где jc — «пороговое значение», приписываемое вопр. В многомерных обобщениях каждому вопр. ставится в соответствие область многомерного про­странства, образованного совокупностью одномерных шкал, к-рыми измеряются респонденты. Напр., в т.н. конъюнктив­ной модели такие области имеют вид:

{(Я, Ъ)\У1 >*], Уг ^>ХЛ

Это означает, что респондент отвеча­ет положительно на вопр. только тогда, когда его значения у\ и у>2 (рез-ты изме­рения этого испытуемого по двум ла­тентным факторам) превосходят соотв. «пороговые значения» X] и хъ приписан­ные вопр. В подобных моделях возника­ет очень важный момент — оценка раз-

номерности пространства или числа ла­тентных факторов, к-рыми можно опи­сать полученные данные.

В тех случаях, когда Ш.Г. оказывают­ся адекватными исходным данным, их применение эффективно ввиду удобства интерпретации компонент модели и простоты вычислительных процедур.

Лит.: Гуттман Л. Осн. компоненты шкального анализа // Матем. методы в совр. буржуазной соц-и. М-, 1966; Torgerson W.S. Theory and Methods of Scaling. N.Y., 1958; Koppen M.G.M. On Finding the Bidimension of a Relation // Journal of Math. Psych. 1987. V. 31. No. 2.

Г.А. Сатаров

ШКАЛА ЛАЙКЕРТА (ЛИКЕРТА) - ме­тод шкалирования соц.-психол. характе­ристик индивидов, представляющий со­бой адаптацию тестового подхода к зада­чам измерения установки. Метод был предложен Р. Лайкертом в 1932 и поло­жил начало разработке суммирующих шкал установки.

Процедура измерения установок очень проста. Респондент выражает свое согласие или несогласие с каждым суж­дением из предложенного набора по пя­ти- или семибалльной шкале от «полно­стью согласен* до «полностью несогла­сен». Место респондента на итоговой шкале установки опред. суммой его от­кликов на каждое суждение, что и дало др. наименование Щ.Л. — метод сум­марных оценок.

Отбор суждений для итоговой шкалы осуществляется в процессе измерения установки для респондентов из гр., ана­логичной той совокупности, для к-рой строится шкала. Исходным пунктом рас­четов служит гипотеза о том, что рес­понденты с высоким общим баллом должны в среднем относительно отд. суж­дения набрать больше очков, чем рес­понденты с низким общим баллом. От­бираются из первичного набора только те суждения, к-рые обладают сильной дискриминирующей способностью от­носительно измеряемой установки.

Обычно оценивается либо степень, с к-рой суждение различает индивидов с

Дата добавления: 2015-07-19