WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 5 | 6 |

Карло, минимальное значение нижней границы 99% доверительного интервала – 0.273, верхней Анализ показал, что гипотезу 7.2, H02 следует границы – 0.854). Дисперсии распределений rВВХ отвергнуть: значения ВВХ градуально увеличивадля всех актов последовательности не показали ются в актах игры, предшествующих первой реадостоверных различий, наибольшее значение лизации нового акта.

F-критерия составило 1.109; для р = 0.05 и df = = 1000 критическое значение F = 1.12. Тест Леве- 4. Факторный анализ переменных, характеризующих актуализацию СИЗ.

на, как необходимый контроль при дисперсионном анализе, также показал, что дисперсии групп Анализировали 12 дескрипторов СИЗ (см. табл.

rBBX гомогенны. Таким образом, выборки rВВХ 2), характеризующих количество актуалидля актов, включенных в последовательность, зированных базовых компонентов (V01), стратераспределены достаточно близко к нормальности и гий (V02), компонентов, включенных в стратегии обладают гомогенной дисперсией (гомоскедас(V03), отношений XOR и AND (VI1, V18, V19), ко- тичны), и, следовательно, могут быть использо- ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 ЗАКОНОМЕРНОСТИ ФОРМИРОВАНИЯ НОВОГО КОМПОНЕНТА Таблица 2. Факторный анализ характеристик актуализации составляющих СИЗ. Факторные веса получены в результате косоугольного вращения по Promax личество КГА, составляющих альтернативы при снижаются, достигая минимума в акте 0 (при выборе хода и включенных в состав стратегий сравнении с актами "–5 –2" р 1.95 10–6, а с ак(V12, V13), нормированную энтропию распреде- том "–1" р = 0.025). Значения фактора FIII миниления стратегий по альтернативам выбора (V17), мальны в актах "–5" и "–4", а затем монотонно длину стратегий (V14–V16). увеличиваются и достигают максимума в актах "–1" и "0" (p 0.016).

Детерминант исходной матрицы данных положителен (D = 1.79 10–6); критерий Кайзера–МелЗначения факторов в последовательностях аккина–Олькина = 0.702; тест сферичности Барттов, предшествующих первой реализации, вклюлетта удовлетворителен (2 = 62081.9, df= 66; р < ченных в КАИ или в КГА, не различались (меди- < 0.00001). Выделено три фактора, объясняющих 73.65% дисперсии: FI – 43.56%; FII – 19.29%; FIII – 12.79%.

Фактор FI характеризует актуализацию составляющих СИЗ – базовых компонентов (КАИ и КГА), а также стратегий; фактор FII – длину актуализированных стратегий; фактор FIII – распределение актуализированных стратегий по альтернативам, составляющим выбор игрока.

Распределения полученных факторных оценок для всех актов последовательности после их нормализации показали достаточную степень сходства с нормальным распределением: критерий Колмогорова–Смирнова, Z 1.037; р 0.232.

5. Динамика дескрипторов СИЗ в последовательности актов игры, предшествующих первой реализации нового акта.

Изменение значений факторных оценок на протяжении последовательности актов, предшествующих первой реализации нового акта игры, показано на рис. 4. Дисперсионный анализ и оцен- ка динамики при помощи множественных сравнеРис. 4. Динамика факторных оценок характеристик ний по Шеффе показали, что максимальные знанабора актуализированных составляющих СИЗ в почения FI соответствуют актам "–4", "–3", "–2", а следовательности актов, предшествующих первой минимальные – актам "–5" и "0" (для этих сравне- реализации нового акта игры. По оси абсцисс: послений р < 0.0014). Значения фактора FII максималь- довательность актов, обозначения как на рис. 3; по оси ординат: средние значения факторных оценок.

ны в актах "–5", "–4", "–3", а затем монотонно Справа – обозначения факторов на графике.

5 ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 66 АЛЕКСАНДРОВ, МАКСИМОВА Рис. 6. Энтропийные оценки разнообразия компонентов СИЗ.

Рис. 5. Количество актуализированных компонентов По оси ординат – энтропия (медианы). Звездочками СИЗ и характеристики ассоциированных с ними страпомечены максимальные значения оценок энтропии тегий в последовательности актов, предшествующих (критерий Джонкхира–Терпстра). Компоненты СИЗ, первой реализации нового акта игры. По оси абсцисс:

представляющие альтернативы принятия решения – а, последовательность актов, обозначения актов как на включенные в состав стратегий – б. По оси абсцисс – рис. 3; по оси ординат (во всех случаях – медианные последовательность актов, обозначения как на рис. 3.

значения): а – количество компонентов, представляющих альтернативы принятия решения; б – количество компонентов СИЗ, включенных в состав стратегий; в — максимальная длина стратегий, отобранных в процессе щих альтернативы принятия решения и компопринятия решения; г – максимальная длина актуализинентов, включенных в стратегии (рис. 6), показарованных стратегий для всего множества; д – количестло, что в первом случае энтропия достигает во стратегий, отобранных при выборе хода.

максимума в актах "–3 –1", а во втором – в актах "–4 –2" (критерий Джонкхира–Терпстра; во всех случаях р < 0.018). Совпадение максимумов оцеанный тест, 2 < 3.20, df = 2,p> 0.88). Факторы FI нок энтропии распределений для этих показатеи FIII показали достоверную положительную лей СИЗ соответствует актам "–3" и "–2".

связь с rВВХ (корреляция Спирмена, df = 4522, для FI: R = 0.104, р = 1.9 10–12; для FIII: R = 0.065, Полученные результаты дают основание отр = 1.06 10–5), а фактор FII – отрицательную (R = вергнуть все варианты гипотез H0 7.3 и 7.4: значе= –0.099, р = 2.58 10–11). ния дескрипторов СИЗ проявляют направленные изменения в последовательности актов, предшеВ последовательности актов игры, предшестствующих реализации нового акта; экстремальвующих реализации нового акта, отмечено, что к ные моменты в динамике дескрипторов СИЗ или акту "–3" по сравнению с "–5" происходит увелисовпадают с началом интенсивного изменения чение количества актуализированных компоненВВХ или предшествуют ему.

тов СИЗ, конкурирующих в принятии –решения (рис. 5, а; 2 = 58.27; df= 1; р = 2.27 10 ), коли- 6. Связь rВВХ и факторных оценок дескрипчества актов, включенных в стратегии (рис. 5, б; торов СИЗ.

2 = 14.87; df = 1; p = 0.0001); при этом снижается Сопоставление характеристик регрессионной длина актуализированных стратегий (рис. 5, в;

модели rВВХ, построенной для всех актов после2 = 18.49; df= 1; р = 1.7 10–5). На протяжении подовательности, и моделей, построенных для актов следующих актов ("–2" и "–1") при сохранении ко"–5" и "–4" (табл. 3), показывает, что в сравниваеличества актуализированных базовых компоненмых случаях величины коэффициентов множесттов наблюдается снижение количества компоненвенной корреляции и значения коэффициентов тов, включенных в стратегии (рис. 5, б; 2 = 49.45; df при переменных (сравнение по границам 95% до= 1;р = 2.02 10–12), длины стратегий – как всего верительного интервала) не различаются достоих набора, на котором совершается выбор (рис. 5, г;

верно.

2 = 13.56; df = 1 ; р = 0.0002), так и стратегий, реаХарактеристики моделей, построенных для лизованных после принятия решения (рис. 5, д;

отдельных актов (табл. 3), существенно изменя2 = 569.9; df = 1; p < 10–10).

ются в последовательности, начиная с акта "–3":

Сопоставление оценок энтропии распределекоэффициент при переменной FIII (распределений количества компонентов СИЗ, представляю- ние стратегий по альтернативам выбора) не отли- ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 ЗАКОНОМЕРНОСТИ ФОРМИРОВАНИЯ НОВОГО КОМПОНЕНТА чается от нуля. Изменения моделей для актов а для случаев отвержения гипотезы H0 – отлича"–3" и "–2" не ограничиваются исключением FIII лось – (рис. 7, Б: Z – 2.26; 10–7 < р 0.00046; рис. 7, из модели, коэффициенты при FI также снижаB: Z = 2.15; 10–7

актуализированной совокупности составляющих Модель для акта "–1" включает только переменСИЗ в начале последовательности актов (медианную FI (см. табл. 3).

На протяжении последовательности отмечено достоверное изменение коэффициента множественной корреляции R: его значение для модели rВВХ акта "–2" в сравнении с коэффициентами корреляции моделей актов начала последовательности ("–5" и "–4") достоверно снижено (z-преобразование Фишера, t = 1.93 для сравниваемых выборок объемом 760, 762 и 756, р < 0.05).

Таким 3’образом, возможно отвергнуть гипотезу 7.3, H0 ’’, поскольку коэффициент множественной корреляции ВВХ и факторных оценок дескрипторов СИЗ отличается от нуля преимущественно за счет показателей количества актуализированных базовых компонентов.

7. Моделирование–1: положение коэффициентов коррекции в последовательности актов, предшествующих первой реализации нового акта.

В табл. 4 представлены оценки различных гипотез об актуализации нового компонента СИЗ в последовательности актов игры. Эти данные обобщены в гистограммах, показанных на рис. 7.

Часть данных, использованных при построении гистограмм, приведена в табл. 4. В гистограммы включены также результаты моделирования со случайным распределением коэффициентов по актам. Распределение коэффициентов по актам последовательности для случаев, когда гипотеза H0 о сходстве эмпирической и скорректированной моделей не отвергалась (табл. 4, последняя коРис. 7. Распределение в последовательности актов лонка, "0"; рис. 7, А), не отличалось от равномер- коэффициентов коррекции, не изменяющих (А), сниного (точный критерий Колмогорова–Смирнова, жающих (Б) и повышающих (В) качество моделей.

Обозначения по оси абсцисс как на рис. 3 и 4; по оси процедура Монте-Карло, Z = 1.34; 0.40 <р 0.51), ординат – количество случаев.

ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 2003 5* 68 АЛЕКСАНДРОВ, МАКСИМОВА Примечание: "0" в последней графе обозначает, что гипотеза H0 о нулевом значении коэффициента В не отвергнута (качество скорректированной и эмпирической модели не различается); "+" и "–" – гипотеза H0 отвергнута, коэффициент В положителен или отрицателен (соответственно, скорректированная модель лучше (+) или хуже (–) эмпирической). В качестве стандартной принята модель "для всех актов последовательности", описанная в табл. 3.

Горизонтальными линиями разделены группы моделей, построенные по единому принципу. Модели, повторяющиеся в разных группах (например, 12/31), приведены, чтобы показать связь положения коэффициентов и качества моделей. Модели со случайным распределением коэффициентов по актам последовательности не приведены.

ПСИХОЛОГИЧЕСКИЙ ЖУРНАЛ том 24 № 6 ЗАКОНОМЕРНОСТИ ФОРМИРОВАНИЯ НОВОГО КОМПОНЕНТА ное значение – акт "–3"), для улучшенных моде- 8. Моделирование–2: уточнение значений колей (медианное значение положения коррекции – эффициентов коррекции для лучшей модели rВВХ; контрольные модели rВВХ.

акт "–1"), для моделей, не изменяющих качества, медианное положение коррекций совпадает с акЗначения коэффициентов коррекции, макситом "–2". Точный критерий Джонкхира–Терпстра мально увеличивающие качество лучшей модели, показал высокую степень различия между распорассчитанной для значений коэффициентов равложением коррекционных коэффициентов для ных единице (табл. 4, модель 15/34), показаны в улучшения и ухудшения моделей (рис. 7, Б и В;

табл. 5, модель 3. Коэффициенты коррекции в р = 6.410–6), а также между распределениями этой модели имеют дробные значения, они отликоэффициентов, не изменяющих качество моде- чаются от нуля для всех актов последовательнослей и снижающих его (р = 0.006). ти. Для актов "–2", "–1" и "0" значения коэффициентов превышают единицу.

Следует отметить, что приведенные оценки Показано, что при ограничении коррекций акданы для всех рассмотренных расположений котами, непосредственно предшествующими новоэффициентов, включая их одновременное припиму ("–1" и "–2") и снижении значений коэффицисывание начальным и конечным актам последоентов коррекции (табл. 5, см. модель 2), качество вательности. Результаты моделирования показымодели снижается; если коррекции вносятся вают, что лучшие модели (см. табл. 4, № 15/34, только в параметры СИЗ для акта "0", то модель 18/30) получены при коррекции характеристик становится достоверно хуже. Симметричные изСИЗ для актов "–2", "–1", "0", а наихудшие (№ 2, менения качества модели отмечены, если коррек7, 12/31, 16/26, 20) – при коррекции для актов ции вносятся в акты начала последовательности "–5", "–4", "–3". Смешение таких полярных коррек(табл. 5, акты "–5" и "–4"; модели 4 и 5).

ций приводит к получению моделей, не отличаюМодели, в которых порядок коэффициентов, щихся по качеству от эмпирической (например, соответствующий актам последовательности, инмодели № 22, 23, 28). Приведенные выше статисвертировали (табл. 5, модель 6; эта операция тотические оценки сходства распределений коэфпологически эквивалентна инверсии знака коэффициентов (равных единице) по актам последовафициентов, см. модель 11), или изменяли случайтельности, а также результаты, приведенные в но (модели 7 и 8), снижали качество моделей.

табл. 4, показывают, что лучшим моделям соотПриписывание коэффициентам равных значений, ветствуют коррекции количества актуализиромаленьких (0.1, модель 9) или больших (2.0, модель ванных компонентов для актов "–2", "–1", "0".

10), одинаково снижало качество моделей.

Pages:     | 1 |   ...   | 2 | 3 || 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.