WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 | 2 || 4 | 5 |   ...   | 6 |

6.4. Оценка и сопоставление моделей. КачестГипотеза H11, : коэффициент корреляции rВВХ во построенных моделей оценивали по всем осс дескрипторами СИЗ, которые учитывают колиновным стандартным критериям: по величинам чество актуализированных компонентов СИЗ для коэффициента детерминации R2 и уточненного всей выборки актов, отличается от нуля.

R2adj, результатам теста ANOVA – величине критерия F, доверительным интервалам коэффици- 7.2. Об изменении rВВХ в последовательности ентов при независимых переменных, характерис- актов, предшествующих первой реализации нового акта.

тикам распределения остатков (по критерию Колмогорова–Смирнова и графикам). Критерий Гипотеза H12: значения rВВХ градуально увеДарбина–Уотсона не использовали, так как он личиваются в актах игры, предшествующих перприменим только к тем случаям, когда регрессия вой реализации нового акта игры.

строится для всего ряда (см. [12]), а в данной работе выборка представлена более чем 700-ми ко- Гипотеза H02: средняя величина rВВХ для пороткими последовательностями. следовательных актов постоянна, или изменяется в последовательности актов не направленно.

Сопоставляли пары регрессионных моделей 7.3. О динамике характеристик СИЗ и ее связи с времени выбора, одна из которых была построена изменением rВВХ.

по данным, полученным эмпирически, а другая – скорректирована в соответствии с какой-либо конГипотеза H13’: значения некоторых характерикретной гипотезой об актуализации формируюстик СИЗ градуально увеличиваются в актах игщегося компонента СИЗ на протяжении последоры, предшествующих первой реализации нового вательности актов игры, предшествующей реалиакта игры.

зации нового акта. Для сравнения качества сопоставляемых моделей использовали критерий Гипотеза H03’: средние величины некоторых Вильямса–Клута (см. [21]) – оценку знака коэфхарактеристик СИЗ для последовательных актов фициента b для регрессионной прямой, проходяпостоянны, или изменяются в последовательносщей через начало координат, для зависимости ти актов случайным образом.

Гипотеза H13’’: коэффициенты корреляции (М1rВВХ–М2rВВХ) = b (rВВХ – (М1rВВХ + М2rВВХ)/2), между некоторыми характеристиками СИЗ и значениями rВВХ в последовательности актов игры, предшествующих первой реализации нового Где ВВХ – зависимая переменная, М1rВВХ – значеакта, отличаются от нуля.

ния, рассчитанные по стандартной модели Ml, Гипотеза H13’’’: коэффициент множественной М2rВВХ – по скорректированной модели М2, rВВХ – корреляции rВВХ и факторных оценок дескрипнормализованная оценка ВВХ, учитывающая торов СИЗ отличается от нуля преимущественно вклад номера хода в игре и общее количество соза счет показателей количества актуализированвершенных ходов. Согласно этому критерию, реных базовых компонентов.

грессионная модель М2 лучше, чем модель Ml, если коэффициент b достоверно положителен, 7.4. Об особенных моментах динамики характ.е. нижняя доверительная граница распределе- теристик СИЗ и связи этих моментов с изменениния его значений положительна. ем rВВХ.

Возможность сопоставления моделей с помоГипотеза H14’: в динамике некоторых характещью критерия Вильямса–Клута обеспечивалась ристик СИЗ в актах игры, предшествующих пертем, что в них использованы матрицы с одинаковой реализации нового акта игры, выделяются вым количеством строк и столбцов; выборка неминимумы или максимумы.

зависимых переменных в сравниваемых моделях идентична; различие состоит только в величинах Гипотеза H14’’: эти особые точки совпадают с коррекционных коэффициентов. Именно оценка началом изменения ВВХ, или предшествуют им.

эффекта введения коррекционных коэффициен7.5. О величинах коэффициентов коррекции и их тов служила основанием для верификации гипораспределении в последовательности актов, предтез об актуализации формирующегося компоненшествующих первой реализации нового акта.

та СИЗ на протяжении последовательности ак- ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 62 АЛЕКСАНДРОВ, МАКСИМОВА терий 2; для оценки матриц, содержащих низкие частоты, использовали точный критерий Фишера; 4) коэффициент ранговой корреляции Спирмена (rs), устойчивый к отклонению распределений переменных от нормальности; для нормально распределенных данных – коэффициент корреляции Пирсона; 5) для сравнения значений коэффициентов корреляции использовали z-преобразование Фишера [15, с. 170–172]; 6) точные непараметрические тесты: медианный, Джонкхира– Терпстра, Крускалла–Уоллеса; для оценки доверительных интервалов уровня достоверности применяли процедуру Монте-Карло; 7) ANOVA с проверкой гомогенности дисперсий сравниваемых выборок по тесту Левена и множественными сравнениями (post-hoc анализом) по Шеффе; 8) для оценки нормальности распределений испольРис. 1. Количество базовых компонентов СИЗ, сфорзовали точный тест Колмогорова–Смирнова. Гимированных у испытуемых восьми возрастных групп за потезы H0 отвергали при р 0.05.

256 ходов игры. По оси абсцисс: группы I–VIII (количество испытуемых в группах см. табл 1); по оси ординат: количество компонентов (медианы, отмеРЕЗУЛЬТАТЫ чены значения первого и третьего квартиля).

/. Соотношение rВВХ и количества актуализированных компонентов СИЗ.

Гипотеза H15’: при введении корректирующего Выявлены достоверные связи между ВВХ и коэффициента, равного единице, в характеристи- переменными, характеризующими СИЗ в игроки актов, удаленных от реализации нового акта, вой ситуации, предшествующей ходу оппонента критерий Вильямса–Клута (см. 6.4) отрицателен, а (постановке им знака на игровом поле) для всей близких к его реализации – положителен.

выборки актов, зарегистрированных у всех испытуемых, исключая первые реализации актов опГипотеза H15’’: наибольшие положительные ределенного типа (новые акты). Объем выборки значения критерия Вильямса–Клута достигаются составил 23456 актов. Для переменных, которые при градуальном увеличении коэффициента корпрямо или косвенно характеризуют количество рекции к моменту реализации нового акта.

актуализированных базовых компонентов СИЗ, Гипотеза H15’’’: наибольшие отрицательные коэффициент rs был распределен на интервале от значения критерия Вильямса–Клута наблюдают- 0.113 до 0.133. Для переменных, не отражающих состав базовых компонентов, диапазон значений ся при градуальном уменьшении коэффициента rs составил от –0.103 до 0.036, причем для характекоррекции к моменту реализации нового акта.

ристик стратегий значения коэффициентов были Гипотеза H05’: при случайном распределении отрицательными. Сравнение граничных значевеличин коррекций, дающих лучшие модели, по ний коэффициентов корреляции (0.113 и 0.036) с последовательности актов игры, критерий Вильиспользованием z-преобразования Фишера, проямса–Клута не отличается от нуля.

демонстрировало их достоверное различие (t = –8.39, df = 23456, р< 10–5). Таким образом, ВВХ Гипотеза H05’’: при равномерном распределеболее тесно связано с переменными, характеризунии константного коэффициента коррекции по ющими состав актуализированных базовых компоследовательности актов игры критерий Вильпонентов, чем других составляющих СИЗ. Полуямса–Клута не отличается от нуля.

ченные результаты позволяют отвергнуть гипо7.6. Об объеме репертуара и количестве базотезу 7.1 H01 и утверждать, что ВВХ связано с вых компонентов в разных возрастных группах.

количеством актуализированных компонентов Гипотеза H16: у испытуемых младших возрастСИЗ.

ных групп количество базовых компонентов 2. Формирование новых компонентов СИЗ у больше, чем у старших.

испытуемых разных возрастных групп.

8. Статистические процедуры и критерии. Количество новых базовых компонентов СИЗ, Применяли: 1) факторный анализ – выделение которое сформировано на протяжении 256-и факторов методом главных компонент с после- актов игры у испытуемых восьми возрастных дующим косоугольным вращением по Promax; групп, показано на рис. 1 (девятая группа исклю2) множественный регрессионный анализ; 3) кри- чена из-за малочисленности, см. табл. 1).

ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 ЗАКОНОМЕРНОСТИ ФОРМИРОВАНИЯ НОВОГО КОМПОНЕНТА Рис. 2. Распределения значений ВВХ до (А) и после (Б) процедуры нормализации. Плавная линия – кривая нормального распределения; по оси абсцисс: центральные значения для бинов гистограмм; по оси ординат: количество случаев; время представлено на А в мс х 10, на Б – в единицах дисперсии.

В группах I–III (возраст 6–10 лет) количество мые, максимальный объем группы также состаэтих компонентов не различается (точный медиан- вил шесть компонентов.

ный тест, оценка по Монте-Карло, 2 = 5.32; df = 2;

3. Динамика ВВХ в последовательности акграницы 99% доверительного интервала оценки тов игры, предшествующих первой реализации достоверности: 0.067 < р < 0.080). Для групп V–VIII нового акта.

(14–27 лет) различий также не выявлено (2 = Оригинальное распределение значений ВВХ = 4.06; df = 3; границы 99% доверительного интер(рис. 2, А) существенно отклоняется от нормального вала: 0.249 < р < 0.272). Для групп III–V (10–14 лет) (критерий Колмогорова–Смирнова, Z = 57.35, р < найдено снижение количества формирующихся < 10–9). После процедуры нормализации отличие компонентов (2 = 27.08; df = 2; границы 99% дораспределения ВВХ от нормального несколько верительного интервала: 10–6 < р < 0.00046). Таснижается (Z = 2.22, р < 10–6), хотя по значениям ким образом, оценки для испытуемых 6–10 и 14– параметров распределение мало отличается от 27 лет представляют статистически достаточно нормального: среднее –2.310–15, дисперсия однородные группы и составляют соответствен0.99997, асимметрия –0.028, эксцесс 0.028 (рис. 2, но 161 (95% доверительный интервал: 154–Б). Возможно, что при больших объемах выборкомпонента) и 142 (95% доверительный интерки даже весьма малые абсолютные отклонения вал: 139–149 компонента). Изменение количества параметров служат основанием отвержения гипоформируемых компонентов происходит в возрастезы H0.

те 10–14 лет.

Применение множественной регрессии покаТаким образом, мы отбрасываем гипотезы 7.зало, что нормализованные величины ВВХ связаH16’ о равенстве количества базовых компоненны с номером хода в игре (положительная связь, тов СИЗ у испытуемых разных возрастных групп. = 0.148, t = 43.07) и с количеством совершенных ходов в играх (отрицательная связь, = –0.097, t = Количество базовых компонентов, составляю= –28.38). Коэффициент множественной коррелящих одну группу (КГА), возрастает на интервале ции R = 0.171; dfregr = 2, dfresid = 83218; F = 1248.6;

формирования компетенции. Темп увеличения р < 10–9. Распределение остатков для этой регресобъема групп компонентов растет с возрастом иссионной модели показало высокую степень соотпытуемых. Так, медианное значение объема ветствия нормальному распределению (критерий группы достигает величины 2 у испытуемых Колмогорова–Смирнова, Z = 0.781, р = 0.575). При групп VIII–IX к 240 акту; у испытуемых групп V– дальнейшем анализе использовали остатки ВВХ, VII – к 280 акту; у младших испытуемых (группы полученные в результате регрессионной процедуI–IV) это значение не достигается на протяжении ры (rВВХ).

300 актов. Максимальное количество компоненДля того, чтобы оценить степень искажения тов, составляющих группу, не превышало шести.

переменных в результате применения процедуры У испытуемого, который совершил 1456 ходов, нормализации и множественного регрессионного т.е. в ~4.8 раза больше, чем остальные испытуе- ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 64 АЛЕКСАНДРОВ, МАКСИМОВА ваны в процедуре ANOVA, а также для построения регрессионных моделей.

Дисперсионный анализ показал значимую связь значений rВВХ и положения акта в последовательности: F = 8.22; df = 6;p = 7.05 10–6 Динамика rВВХ в последовательности актов показана на рис. 3. Множественные сравнения по Шеффе показали, что минимальные значения rВВХ соответствуют "фону" и актам "–5" и "–4", а максимальные – актам "–1" и "0", для этих сопоставлений р < 0.001. Более либеральный критерий Бонферрони противопоставил актам "–5" и "–4" (минимальные значения rВВХ) акты "–2", "–1" и "0" (максимальные значения), а акту "0" – акты "–5", "–4", "–3" (для всех сравнений, не включающих акт "–3", р < 0.011; для акта "–3" р = 0.025). Эти результаты показывают, что в начале последовательности (акты "–5", "–4") rВВХ стаРис. 3. Изменение rВВХ в последовательности ак- бильно и не отличается от "фона", увеличивается в тов игры, предшествующих первой реализации новоакте "–3" (по критерию Бонферрони, но не по го акта.

Шеффе), достигает максимума в актах "–2", "–1", По оси абсцисс: акты последовательности, "0" – нои "0", а затем снижается до уровня, неотличимого вый акт, "–5...–1" – акты, предшествующие новому, статистически от "фона".

"1" – акт, следующий за новым; "фон" – акты, не включенные в последовательность; N – объем выбоАнализ "сырых" значений ВВХ при помощи рок. По оси ординат: время (среднее и стандартная непараметрического критерия Джонкхира–Терпошибка среднего) в единицах дисперсии.

стра (оценка по Монте-Карло) показал, что для группы актов "–5, –4, –3" и "фона" различий в ВВХ нет (р = 0.731, 99% доверительный интервал анализа, рассчитали коэффициент корреляции 0.7190.742); для актов "–2", "–1", "0" различия Спирмена для оригинальных значений ВВХ и ВВХ также отсутствуют (р = 0.146, 99% довериrВВХ: rs = 0.985, N = 83221; р < 10–7.

тельный интервал 0.137–0.155), а для последоваСкорректированные величины ВВХ продетельности актов "–3, –2, –1" отмечено увеличение монстрировали связь с возрастом испытуемых ВВХ (р = 0.008, 99% доверительный интервал (медианный тест, 2 = 1212.2, df= 8, р< 10–7), неот0.0060.011). ВВХ в акте "1" отличается как от "фоличимую от связи, рассчитанной для оригинальна" (р = 0.004, 99% доверительный интервал ной выборки ВВХ (медианный тест, 2 = 1127.9, 0.0020.006), так и от максимальных значений df = 8, p<10–7).

ВВХ в акте 0 (р = 0.010, 99% доверительный инДля актов, вошедших в состав последовательтервал 0.0070.012). Разница медианных оценок ностей, распределение исходных значений ВВХ ВВХ между группами актов "–5, –4" и "–2, –1, 0" отличалось от нормального (Z = 22.324, р < 10–8), составляет 540 мс, а между минимумом (акты "–5, – а нормализованное и скорректированное (rВВХ) – 4") и максимумом (акт "0") – 850 мс.

не отличалось (в первом случае – Z= l.ll, p = 0.170;

Значения rВВХ в последовательностях актов, во втором – Z= 1.17, p = 0.131).

предшествующих первой реализации актов, Выборки rВВХ для каждого акта в последовавключенных в КАИ или в КГА, не различались тельности не отклонялись от нормальности (кри(t-тест; для всех актов последовательности: t < 1.7, терий Колмогорова–Смирнова, оценка по Монтеdf = 760, р> 0.08).

Pages:     | 1 | 2 || 4 | 5 |   ...   | 6 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.