Трансформации ПСП и идентификация с ропью 2 страница

Обработка данных эксперимента производилась с помощью разрабо­танной нами, уже упомянутой выше системы Экспан, позволяющей произ­водить разнообразные манипуляции с так называемым «кубом» (трехмер­ным массивом) экспериментальных данных. В данном случае стороны этого куба (строго говоря, параллелепипеда) образовывались личностными шка­лами, стимульными объектами (названия наций), испытуемыми.

Для измерения уровня согласованности экспертных оценок как в целом, так и по отдельным критериям подсчитывались альфа-коэффици­енты надежности Кронбаха (см. Клапн, 1994; Шмелев, 1987). Был выяв­лен значимо высокий уровень согласованности. По большинству шкал альфа-коэффициенты принимали значения выше 0,95. Выявилось и зна­чительное совпадение стереотипного образа представителей той или иной нации у наших испытуемых и испытуемых Пибоди. Значимая корреля­ция стереотипных групповых портретов — это прямое подтверждение эквивалентности русскоязычной системы шкал (качества перевода) ис­ходному англоязычному варианту, разработанному Д. Пибоди, то есть в терминах психометрики мы можем говорить о кросс-культурной валид-ности использованной нами методики.

Крайности «типичного русского»

Как и ожидалось, нами был получен принципиально иной профиль результатов для стимульного объекта «типичный русский», чем у Пибо­ди (корреляция оказалась даже слабо отрицательной -0,04). На рис. 33 можно видеть, что «типичный русский» оценивается русскими гораздо ближе к полюсам «пессимизм» и «низкий самоконтроль», чем иностран­цами. Это лучше согласуется с объективными этнопсихологическими наблюдениями. Вообще следует отметить, что квадрант личностного про­странства, образованный полюсами «Низкая активность-оптимизм» и «Низкий самоконтроль», в русскоязычной ИТЛ максимально тесно кор­релирует с эмоциональной нестабильностью (см. следующий параграф).

Для проверки качества иплицитной категориальной структуры наших данных мы произвели факторный анализ шкал (на базе матриц интеркор­реляций 32 * 32, полученных путем расчета «сквозных» линейных корре-

Рис. 33. Соотношение национальных стереотипов в пространстве 1 и 2 факторов: Орга­низованность И Боевитость. Позиции для стимульных объектов глазами иностранцев ука­заны символом «*» и подписаны строчными буквами, а для стнмульных объектов глазами русскоязычных испытуемых — символом «о» и прописными буквами.

ляций по всем стимулышм объектам и по всем испытуемым: 10 * 50 - 500_

наблюдений).

В таблице 16 мы уже приводили шкалы, получившие максимальные нагрузки по пяти и шести наиболее весомым варимакс-факторам. Вос­производимость устойчивой модели Большой Пятерки — еще одно важ­ное свидетельство кросс-культурной валидности разработанного нами инструмента для данного исследования — набора из 32 русскоязычных биполярных личностных шкал, эквивалентных набору Д. Пибоди.

В таблице 156 даны факторные значения для стимульных объектов по факторам, выявленным в нашем исследовании и приведенным в табл. 16. В табл. 156 мы также указали суммарные баллы для специфичного (в рамках шестифакторного решения) фактора «Неуверенности», максимально близкого к обсуждавшейся выше «Эмоциональной нестабильности». Как ожидалось, максимальный балл по этому фактору получил «типичный рус-

ский». Интересно, что само вое приятие самих русских испытуемых проявляет здесь также вполне ожидаемую защитную тенденцию: сами испытуемые ква­лифицируют свой уровень «Неуверенности в себе» близким к уровню «япон­цев» и «эстонцев».

В табл. 15 под каждой парой связанных шкал даются символы минус или плюс: «-» — если балл стимулыюго объекта больше отклоняется в сторону полюса «-» (отрицательной социальной желательности), чем в сторону полюса «+» (положительной социальной желательности).

Итак, сами европейцы вовсе не считают русский национальный ха­рактер акцентуированным, или дисгармоничным: только в одном случае они приписали «типичному русскому» дезадаптивный полюс черты в большей степени, чем адаптивный (русские оцениваются в большей сте­пени как «зависимые»,,чем как «сотрудничающие»). Выраженной ак-центуированностью, маргинальностью черт характера у европейцев об­ладает не «русский», а «итальянец», крайности темперамента которого европейцам хорошо известны (итальянец оценивается как в большей мере «возбужденный», чем «активный», в большей мере «агрессивный», чем «боевитый»).

Русскоязычные же наблюдатели, в отличие от европейцев, приписывают «типичному русскому» довольно много' дезадаптивных. крайних черт — почти так же много, как «итальянцу» и «грузину» (6, 7, 7 соответствен­но). Причем в ряде случаев противоречивость русского характера пред­стает в виде наличия тенденции к приписыванию ему крайних, поляр­ных дезадаптивных черт (см. рис. 33). Например, большинство членов российской «ин-группы» приписывают русскому «негибкость» (балл 3,3 отклоняется от среднего по шкале 4,0 в сторону правого полюса «негиб­кий»), но вместо «упорства» (которое, например, приписывается таким «негибким» людям, как «немцы» и «эстонцы»), «типичному русскому» приписывается скорее «переменчивость» (балл 4,3 отклоняется от сред­него по шкале 4,0 в сторону левого полюса). Еще более режо эта тен­денция к проявлению дезадаптивных черт выражена у «типичного рус­ского» (по мнению ин-группы) для связанных черт «организованность» и «раскрепощенность»: в отличие от «американца», которому одновременно приписывается и* «раскрепощенность» (отклонение от среднего 2,1) и «организованность» (отклонение 0,6), русскому приписывается и «за­торможенность» (0,6), и «импульсивность» (1,0). Четыре других прояв­ления дезадаптивности: «типичный русский» скорее «непрактичный» (1,6), чем «принципиальный» (0,2); скорее «неуверенный» (0,7), чем «застен­чивый» (0,3); скорее «бесшабашный» (1,7), чем «смелый» (1,2); скорее «инертный» (0,5), чем «спокойный» (0,4).

Противоречивые черты есть факт, независимо от того, каким спосо­бом его интерпретировать. Сами русскоязычные испытуемые явно ука­зывают на серьезные проблемы у русских, связанные с освоением навы­ков рационального самоконтроля за поведением. Эта проблема явно ста­ла (по крайней мере, у наших информантов) вполне осознанной.

В целом применение четырехпозиционной модели к обсуждению наци­ональных стереотипов нам представляется вполне продуктивным приемом, дающим содержательные результаты. Наше исследование показало, что оце­ночное отношение не вполне совпадает с приписыванием так называемых «адаптивных» и «дезадаптивных» черт характера. Так, например, самым «приятным» (наилучшим в собственно оценочном смысле) русским испыту­емым кажется «типичный француз», но максимальный баги «адаптивности» (с учетом величины отклонений в сторону «адаптивных полюсов») получи­ли «типичный японец» и «типичный англичанин». Может быть, и в.самом деле этим островным нациям свойственны в более высокой степени, чем другим, гибкость, приспосабливаемое^ к различным, меняющимся услови­ям природной и техногенной среды обитания?

Данные настоящей работы показывают песводимость «четырехпозици­онной модели» к двумерной, или «четырехполюсной» (рис. 20а) и необхо­димость применения «линейных представлений» (рис. 206). Например, из табл. 15 мы видим весьма яркие примеры одновременного приписывания «адаптивных» полюсов из одной пары связанных шкал: немцы оцениваются одновременно как «принципиальные» (отклонение 1,6) и «практичные» (1,5), «активные» (1,2) и «спокойные» (1,0), «осторожные» (1,8) и «смелые» (1,4). Что здесь от эффекта «ореола» (сгремления преувеличивать добродетели высокоуважаемой нации), а что здесь от не очень удачного подбора терми­нов в связанную пару — сказать на основе только одного этого исследова­ния трудно.

Наличие такой тенденции говорит о необходимости при описании сте­реотипов отказаться от суммирования (усреднения) оценок по связанным дескриптивным шкалам (от устранения оценочного компонента), чтобы не потерять важного смыслового содержания.

«Вытеснение» невротизма?

Прокомментируем также вторую цель нашего исследования — выявле­ние особенностей личностного семантического пространства русских в связи с особенностями русского национального характера. Показательны следующие взаимосвязи:

• Русские ставят себя выше представителей других народов по фак­тору «Моральной оценки» (средний балл на семибалльной шкале 5,4 в табл. 156) и именно фактор «Моральной оценки» оказывается самым значимым в русскоязычной факторно-таксономической модели личност­ных черт (см. табл. 3).

• Русские ставят себя ниже других народов по фактору «Увереннос­ти в себе», или «Эмоциональной стабильности» (балл 4,2), и именно этот фактор максимально нивелируется в субъектных психосемантичес­ких данных (S-данных).

Общую логику гипотезы психологической защиты поддерживают и такие тенденции, что самих себя наши испытуемые оценивали как еще

более привлекательных в первом случае (балл 5,6 по фактору «Морально­сти»), но еще менее неуверенными в себе во втором (балл 3,9 по фактору «Неуверенности»).

Таким образом, получены определенные аргументы в пользу гипоте­зы о том, что национально-специфичная языковая модель личностных черт (или национальная имплицитная теория личности) испытывает на себе влияние, связанное со спецификой национального характера самих носителей этой модели. Эти результаты в какой-то мере проясняют, по­чему в наших психосемантических экспериментах возникали такие про­блемы с воссозданием именно фактора «Эмоциональная нестабильность» по сравнению с другими факторами Большой Пятерки, и, наоборот, в более объективных данных вопросников именно этот фактор выходил на первый план, опережая по весу самый весомый, например, у Кэттэл-ла, фактор «Экстраверсия—иитроверсия». Таким образом, сами матери­алы межкультур] 1ых исследований поддерживают выдвигаемую нами вто­рую группу гипотез — о том, что индивидуальное личностное семантиче­ское пространство может нести в себе значимую психодиагностическую информацию (см. следующую главу 5).,

Двухфакторность личностных тестов

Конечно же, значение обсуждавшейся здесь четырехпозиционной моде­ли личностной черты по своему методическому потенциалу гораздо шире того узкого исследования национальных стереотипов, на материале кото­рого мы эту модель проиллюстрировали. Этот методический потенциал прежде всего проявляет себя при конструировании специализированных личностных вопросников. Дело в том, что вектор сознательной рефлексии испытуемым содержания вопросов приводит к группировке пунктов теста прежде всего вдоль факторной оси «Социальной желательности». Для по­вышения достоверности теста-вопросника необходимо применять страте­гию балансирования социальной желательности, т. е. равномерно запол­нить пунктами все четыре квадранта концептуального пространства:

— «+дескриптивный полюс + оценочный полюс» (кратко н-Д+О);

— «+дескриптивный полюс — оценочный полюс» (+Д-О);

— «—дескриптивны» полюс + оценочный полюс» (-Д+О);

— «—дескриптивны!'! полюс — оценочный полюс» (-Д-О).

Подобную стратегию конструирования теста мы применили сознатель­но, например, при разработке теста-опросника «Личностной склонности к риску»¹ {Шмелев, 19906). В этом случае мы старались разработать эмпи­рические индикаторы (вопросы), которые репрезентировали бы «склон-

¹ Недавние исследования, проведенные С. А. Шапкиным (Шапкип, 1999). под­твердили достаточно высокие психометрические кондиции этого вопросника, сохра­нившиеся несмотря на прошествие едва ли не 20 лет с момента его создания.

ность к риску» во всех возможных вариантах ее сцепления с оценочным фактором Социальной желательности. В этой работе нам помогли термины личностных черт, выражающие смысл искомых квадрантов концептуаль­ного пространства:

— «смелый» (+Д+О);

— "бесшабашный, отчаянно дерзкий» (+Д-О);

— «осторожный, осмотрительный» (-Д+О);

— «трусливый» (-Д-О).

Надо сказать, что автор имел возможность в ходе многолетних практи­ческих занятий со студентами в курсе «Дифференциальной психометрики» (Сталин. Шмелев, 1984) проверить психометрические свойства самых раз­ных личностных вопросников. И это убедило автора в том, что высокодос-товерпые методики, как правило, дают сбалансированную двухфакторную структуру при факторизации пунктов — выявляются два независимых, ор­тогональных фактора — «Диагностический параметр + Социальная жела­тельность». Это служит серьезным аргументом в пользу валидности и прак­тической эвристичности четырехполюсной модели личностной черты.

Приведем пункты из построенного нами учебного Теста ригидности (Столик, Шмелев, 1984), соответствующие всем четырем упомянутым квадрантам двухфакторного пространства. Для каждого квадранта при­водятся по два высказывания:

— Всю свою жизнь я строго следую принципам, основанным на чувстве долга (+Д+О);

— Я люблю доводить начатое до конца (+Д+О);

— Самое трудное для меня в любом деле —■ это начало (+Д—О);

— Игюгда я так настаиваю на своем, что люди теряют терпение (+Д-О);

— Я спокойно выхожу из дома, не беспокоясь о том, заперта ли дверь, выключен ли свет, газ и т. п. (-Д+О);

— Полезно читать книги, в которых содержатся мысли, противоположные Вашим (-Д+О);

— Временами мои мысли проносятся быстрее, чем я успеваю их высказать (-Д-ОУ,

— Мне труднее сосредоточиться, чем другим (~Д~О).

Очевидно, что в терминах черт выявленные квадранты интерпрети­руются следующим образом:.

— «принципиальный, последовательный» (+Д+О);

— «инертный, назойливый» (+Д-О}\

— «немнительпый, гибкий, открытый новому» (-Д+0);

— «торопливый, суматошный, отвлекающийся» (-Д-О).

Специально подчеркнем, что указанное размещение пунктов по ква­дрантам двухфакторного пространства достигнуто нами не за счет про­извольного теоретического анализа, а с помощью эмпирического (экс-плораторного) факторного анализа экспериментальных данных, получен­ных от 210 испытуемых.

Конструирование теста на основе модели

Таким образом, четырех полюсная модель личностной черты имеет важ­ное методическое значение для конкретной работы по конструированию диагностических методик. Мы получаем вполне конкретное технологиче­ское правило, которому советуем следовать всем разработчикам новых тест-опросников.

1. Подготовьте разнообразный набор эмпирических индикаторов — пунктов нового теста-опросника, паправлештго на измерение какого-либо психического свойства, и соберите данные в ходе пилотажного эксперимента на выборке численностью не менее 50 испытуемых.

2. Проведите факторный анализ пунктов первой версии вашего теста и проинтерпретируйте факторы, выделив «дескриптивный» (диагности­ческий)'и «оценочный»" (фактор социальной желательности).

3. Если два таких фактора выделить не удалось, постарайтесь понять, не является ли это следствием опасного сцепления вашего диагностичес­кого фактора с СЖ-фактором «социальной желательности». Если это так, то постарайтесь проанализировать, как должны быть маркированы (каки­ми терминами) ВСЕ квадранты концептуального пространства — (+Д, +0), (+Д, -О), (-Д, +0), (-Д, -О).

4. Если два фактора выделить удалось, то проверьте, равномерно ли заполнены пунктами квадранты выявленного двухфакторного пространства, и при разработке следующей скорректированной версии добейтесь повыше­ния этой равномерности — путем исключения избыточных пунктов из од­них квадрантов и добавления недостающих пунктов для других квадрантов (по гипотетическим начальным ключам по двум факторам Д и О).

5. Проведите новый эксперимент с новым перечнем пунктов.

6. Проверьте после второго эксперимента, действительно ли снова вы получаете два предыдущих фактора и стали ли все четыре квадранта достаточно равномерно заполненными по количеству попавших в них пунктов теста.

Только указанная выше технология страхует вас как разработчика ново­го теста от артефакта социальной желательности. Разработать эту техноло­гию нам помогла выдвинутая нами универсальная четырех полюсная психо­семантическая модель личностной черты.

МНОГОМЕРНАЯ КОНТИНУАЛЬНОСТЬ ПИЧНОСТНОГО ПРОСТРАНСТВА

Циркограммы и циркупяторные модели

В предыдущем параграфе мы рассматривали четырехпозиционную мо­дель применительно к отдельным чертам, не делая попыток выяснения того, каким образом подобные представления совмещаются с моделью личност-

ного семантического пространства в целом. Но четырех позиционная модель не только не противоречит пространственным представлениям, но и, как мы увидим в данном параграфе, в определенной степени поддерживает их, рас­крывая и обогащая паши представления о системной взаимосвязи отдельных личностных черт в таком многомерном пространстве.

Как уже говорилось в предыдущих главах, современные данные, преж­де всего по таксономии личностного лексикона и факторного анализа личностных вопросников, показывают, что многие, кажущиеся поначалу плохо взаимно-совместимыми, факторные модели разных исследовате­лей сходятся-таки к единому инварианту Большой Пятерки (или Четвер­ки, или Тройки, по крайней мере). Для этого чаще всего достаточно применить простейшее преобразование в виде ортогонального вращения одной или двух-трех пар координат. Уже на рис. 5, иллюстрируя матери­алы самого первого параграфа первой главы, мы показывали, что две описательные двухмерные системы «Экстраверсия + Нейротизм»' и «Сапг-виничность + Холеричность» являются в принципе взаимно-эквивалент­ными, отличаясь между собой только тем, что полюса координатных осей в одной системе («черты») оказываются центроидами квадрантов («типами») в другой системе. Представьте себе, что мы повернем оси «Экстраверсия» и «Невротизм» на 45 градусов против часовой стрелки, и тогда «Экстраверсия» трансформируется в «Холеричность», а «Невро­тизм» в «Меланхоличность».

Множественность возможных вариантов ориентации координат и наличие для каждого из вариантов вполне убедительной интерпретации обусловлены избыточностью, с которой в языке прокодированы не толь­ко ортогональные направления и квадранты, но также различные секто­ра внутри одного квадранта личностного пространства.

Впервые такая избыточность была учтена и зафиксирована в извест­ной циркограмме Лири-Ла Форга (Leary, 1958, см. рис. 19). Каждый квадрант двухмерного пространства, образованного осями «Дружествен­ность + Доминантность», здесь разделен на две части, и каждый октант (восьмая часть круга) заполнен личностными дескрипторами. В настоя­щее время эта популярная модель была проинтерпретирована Уигтин-зом, а затем Мак-Креием и Коста как циркуляторная¹ модель для первых двух факторов Большой Пятерки (McCray, Costa, 1989).

Следующим шагом было создание и обсуждение «сферической моде­ли» с тремя образующими осями из Большой Тройки — «Экстравер­сия», «Дружелюбие» и «Сознательность». На материале трех устойчи­вых факторов, полученных Л. Голдбергом и Д. Пибоди {Peabody, Goldberg, 1989), модель Уиггииза была дополнена еще двумя плоскими циркограм-

' Термин «циркуляторная модель» мы используем в данном случае вместо тер­мина «циркограмма». чтобы отличать многомерный случай от двумерного. Англо­язычный термин «circomplex» как-то слишком неуклюже звучит на русском языке

мами — для факторов «Экстраверсия + Сознательность» и «Дружелюбие + Сознательность».

Англоязычные циркупяторные модели

В работе Виллема Хофсти с соавторами (Hofstee, DeRaad, Goldberg, 1992) разработана уже полная циркуляторная модель для всех пяти факто­ров Большой Пятерки. На рис. 34 приводится схематическая циркулятор­ная модель для факторов I и II, а на рис. 35' — для факторов I и V (для каждого из 12 секторов дается только по одному англоязычному дес­криптору, чтобы только проиллюстрировать семантический смысл каж­дого сектора). Из комбинаторных соображений понятно, что 5 коорди­нат образуют между собой 10 пар (число сочетаний из 10 по 2). то есть полная циркуляторная модель предстает как 10 независимых циркофамм, подобных тем, что изображены на рис. 34 и 35. Мы предлагаем нумеро­вать сектора в каждой из плоских циркограмм по тому стандарту, который принят для всем известного часового циферблата. Это облегчает ориенти­ровку в циркограмме. _b

Располагая матрицей факторных нагрузок по всем факторам, авторы разместили 540 терминов, описанных в работе Голдберга (Goldberg, 1982) по 12 секторам каждой из 10 плоскостей. Несмотря на применение вари-макс-вращения, максимизирующего количество слов со значимой нагрузкой (выше 0,20) по одному фактору, примерно половина терминов имела зна­чимые нагрузки по двум факторам, но из них только 17 — значимые на(рузки сразу по трем факторам. Следовательно, при переходе от плос-

Рис. 34. Англоязычная циркуляторная модель для первых двух факторов Большом пятерки (Hofsleeet at., I992). Горизонтальная ось фактор «Экстраверсия», вертикальная — «Друже­любие». Двенадцать секторов циркограммы удобно пронумеровать как часы на «цифербла­те» для удобства опоры на сложившейся знаково-перцелтивный кавык.

кис. jx Англоязычная циркуляторная модель для факторов I и V Большой пятерки (Hofstee et at., 1992). Горизонтальная ось фактор «Экстра-версия», вертикальная — «Интеллекту­альная свобода».

костей к возможным сферам (возможно также составить 10 сочетаний по 3 из 5 факторов) происходит незначительное приобретение дополнительной семантической информации, и уже не приходится говорить про избыточ­ность кодирования секторов и квадрантов этих сфер.

Важно отметить, что из общего числа в 80 двухмерных секторов (10 плоскостей по 8 секторов каждый) «пустых» секторов практически не оказалось — для каждого находился свой лексический англоязычный маркер, описывающий качественно своеобразным образом данную ком­бинацию двух факторов из Большой Пятерки. Полученная таким обра­зом модель получила обозначение АВ5С «сокращенная циркуляторная модель Большой Пятерки» (Abreviative Big Five Circumplexed).

Семантический код черты в циркупяторных модепях

Что дают подобные модели по сравнению с иерархической классифи­кацией? Более тонкое семантическое толкование многих терминов, более дифференцированное описание содержания качеств, кажущихся близки­ми и попадающими в гомогенные кластеры. Так, например, в одном клас­тере у Голдберга оказались термины «с чувством юмора» (humorous) и «остроумный» (witty). Действительно, оба термина имеют ведущие нагруз­ки по фактору +Т (см. приложение 2). Но первый имеет так называемую «вторичную» (secondary) нагрузку по фактору +11 (humourous рассматри­вается англо-американцами как умеренно «дружелюбный» человек), а второй — по фактору +V (witty рассматривается как «Интеллектуально свобод­ный», «изобретательный»). На рис. 35 мы видим, как witty попадает в

сектор (или фасетку, как выражаются авторы модели), ограниченный лу­чами, исходящими под углами в 15 и 45 градусов по отношению к горизон­тальной оси. Авторы предложили кодировать двухфакторный семантичес­кий код личностных черт с помощью следующей простой нотации:

+I+I — код черты, имеющей только одну значимую нагрузку на положи­тельный полюс первого фактора (например, talkative — см. рис. 34);

+I+II — код черты, имеющей ведущую нагрузку на положительный полюс первого фактора, и «вторичную», или, лучше сказать, «фоновую» нагрузку па положительный полюс второго фактора (например, humorous на рис. 34);

-V-I — код черты, имеющей ведущую нагрузку на отрицательный полюс пятого фактора, и «фоновую» нагрузку на отрицательный полюс первого фактора (например, unimaginative на рис. 35) и т. п.

Легко видеть преимущества циркуляторной модели по сравнению с ор­тогональной: расставляя осмысленные маркеры по фасеткам (секторам) кон­тинуально-многомерного личностного пространства (ЛСП), такая модель позволяет как бы единым взором «схватить» системную взаимосвязанпость отдельных локусов ЛСП, увидеть соотношение одних личностных конст­руктов с другими — родственными, но в чем-то отличающимися.

Мы легко видим, например, что черты «доминантный» (dominant) и «кругой» (rough) располагаются в соседних секторах одного подпростран­ства «В5.1 + В5.2», но в первом случае ведущим фактором является «эст-равертированность», а «враждебность» — фоновым, а во втором случае соотношение обратное. Мы также видим, что в свете современных (эмпи­рически фундированных) таксономических моделей оппозиция «доминант­ный-подчиненный» является не вполне ортогональной по отношению к оппозиции «дружелюбный-враждебный», и в этом смысле круг Лирн сего­дня нельзя считать оптимальным. Циркуляторные модели способны точно сориентировать нас в том, каким образом надо трансформировать тот или иной ортогональный базис, чтобы получить заданный, так как в противо­положных (симметричных) фасетках подпространств АВ5С размещаются биполярные конструкты, содержание которых четко выражает смысл оп­ределенных факторов, встречавшихся в исследованиях разных авторов.

Через год в* американском (фактически международном) журнале «Journal of personality and social psychology» был опубликован второй вариант многомерной циркуляторной модели, учитывающий профессио­нальную терминологию, используемую при интерпретации личностных тест-вопросников {Johnson, Ostendorf, 1993).

Алгоритм размещения терминов по фасеткам

Здесь, по-видимому, не следует более убеждать читателя в том, что мы увидели для себя в своем таксономическом проекте необходимым этапом построение циркуляторной модели для лексики личностных черт в рус­ском языке.

Для этого нами была разработана особая компьютерная программа, поз­воляющая разместить пункты (термины) на основании матрицы факторных нагрузок по фасеткам всех парных сочетаний факторов. Алгоритмическое правила отнесения пункта к той или иной фасетке для данной пары факто­ров было следующим:

1. Для двух нагрузок Xi и Yj двух терминов рассчитывается параметр локальной общности (в геометрических терминах длина проекции век­тора i в данное подпространство из двух факторов):

Hi = Xi* Xi+ Yi * Yi

1 I jj

2. На основании тех же нагрузок рассчитывается угол наклона U. вектора i по отношению к оси X:

U i = arctan{ Yi / Xj).

3. Пункт i попадает в фасетку с номером к (все 12 фасеток нумеру­ются против часовой стрелки), если он обладает значимой общностью (Hi > Ь, где b — значимая корреляция при данном количестве наблюде­ний) и номер к равен:

к = (Ui+15) mod 30,

где символ mod — стандартный символ операции сравнения по модулю.

Фасетка номер I соответствует коду +Х+Х (углы от -15 до +15 ipa- дусов), фасетка номер 2 — коду +X+Y (углы от 15 до 45), номер 5 — коду +Y-X (углы от 105 до 120 градусов) и т. п. Но для удобства нумера­ция фасеток (секторов) может затем изменяться в соответствии с «ци­ферблатным» стандартом.

Понятно, что количество секторов циркограммы легко модифицирует­ся в рамках описанного алгоритма путем изменения значения параметра «угловая ширина сектора». Для модели с 12 секторами этот параметр ра­вен 30 градусам, а, например, для более грубой модели с 8 секторами-октантами (когда только I сектор в каждом квадранте включает термины со смешанным кодом факторов — без различения «ведущего» и «фоново­го») этот параметр равен 45 градусам¹.

Русскоязычная циркуляторная модель (данные учитепей)

Перед тем как построить русскоязычную циркуляторную модель для всего словника из 2090 слов, прошкалированпых в нашей системе ТЕ-

¹ По сравнению с ЦИркограммоЙ Лири, при нумерации октантов, с нашей точки зрения, гораздо удобнее воспользоваться «циферблатом», сдвинутым на пол-октанта против часовой стрелки (на 22.5 градуса).

ЗАЛ, мы решили первоначально апробировать наш алгоритм на более локальном материале. В табл. 26 дается результат применения разрабо­танного нами алгоритма к матрице нагрузок 60 русскоязычных эквива­лентов для терминов Дигмана (Digman, Shmelyov, I996) с параметром угловой ширины 30, что дает нам «циферблатную» модель для каждой плоской циркограммы. Надо оговориться, что факторы в табл. 26 не были переупорядочены в соответствии с традиционной последовательно­стью В5 и даны в том порядке и с теми же знаками полюсов, какими они были выделены эмпирически.

Иптерпретативные названия факторов в данном случае:

FI. Сознательность;

F2. Интеллект (положительный полюс — «Глупость»)¹;

F3. Экстраверсия;

F4. Дружелюбие;

F5. Стабильность (положительный полюс «Эмоциональная нестабиль­ность»).

Напомним, что в этом эксперименте использовались материалы 7-балль­ного оценивания учителями 480 учеников. 10 пар из 5 варимакс-факторов перебираются в следующем порядке: (i,2), (1,3),— (1,5), (2,3) и т. д. Вну­три каждой пары сектора перебираются в таком порядке — вначале все сектора с отрицательным полюсом по первому фактору, затем нейтраль­ные по первому фактору, затем с положительным полюсом. Например, фасетка «Fl(-l) —F2(—1)» интерпретируется как низкая Сознательность и высокий Интеллект и представлена термином «фантазер».

Дата добавления: 2015-06-04