Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4  5  6  7 | Следующая страница реферата

2 1 3 4… 0 7

…однако на самом деле в этих выкладках не больше смысла, чем в том факте, что средняя арифметическая позиция красного цвета составляла 3,965, а желтого — 3,919. Необходим более точный и «зрячий» математический аппарат.

13

Из возможных методов мы использовали тот же, что был применен в исследовании В.Ф.Петренко [11]: расчет коэффициента множественной ранговой корреляции W, который иначе (и точнее) называется коэффициентом конкордации. Действительно, речь идет об оценке согласованности, однотипности ранжирования нескольких объектов (в данном случае, восьми цветов) всей выборкой испытуемых в целом. Коэффициент W изменяется в пределах от нуля (полное несовпадение или равномерное распределение рядов) до единицы (все ряды одинаковы). Проверкой значимости служит критерий c2. В сущности, множественно-корреляционная расчетная технология обратна методу вычисления критерия cr2 Фридмана [13] для случая ранжирования группой нескольких объектов — в обоих случаях формулируется гипотеза о неслучайности рангового распределения сразу всей совокупности объектов. Заметим, что расчет коэффициента W, как и критерия Фридмана (и схожих критериев Манна-Уитни, Крускала-Уоллиса и пр.), относится к непараметрическим методам, т.е. не требует строгой «нормальности» (колоколообразности) от конкретного эмпирического распределения, но в то же время позволяет с высокой точностью оценить степень сходства в хаотичном, казалось бы, массиве цветовых секвенций. Заметим также, что в расчетную формулу обоих коэффициентов входят суммы рангов, «набранные» каждым цветом в ходе исследования (напр., если какой-то цвет дважды встречался на второй позиции и один раз на шестой, его ранговая сумма составит 10). Очевидно, что чем меньше накопленная ранговая сумма, тем сильнее стремление данного цвета к началу ряда, и наоборот. Это уже более рациональный способ построить «средний» или «общегрупповой» ряд (см. п.12). В рассматриваемой группе по возрастанию ранговых сумм он принимает вид

2 5 4 3 1 6 0 7

Как это часто бывает, в выборке не нашлось ни одного реального ряда, который совпал бы с групповым профилем. К слову, повторяющихся рядов вообще отмечено мало (пять), и все совпадения не более чем парны.

Поскольку исследуемая группа практически однородна (напомним, это ремитенты мужского пола, перенесшие очередной эпизод параноидной шизофрении и пребывающие в состоянии постшизофренической депрессии) и сходна именно по тем факторам, которые влияют на цветопредпочтение больных шизофренией [2, 3], то ожидалось получить высокие значения коэффициента конкордации в выборе цвета по Люшеру.

Действительно, оказалось, что W = 0,210. При объеме выборки 86 чел и семи степенях свободы (8-1=7) достоверно значимым был бы и вдесятеро меньший коэффициент! Другими словами, выборка в самом деле высоко конкордантна по цветопредпочтению. Это факт. Но он был бы неполным без следующих комментариев. Во-первых, с возрастанием объема выборки проверочный критерий c2 становится все менее «требовательным» к коэффициенту W. Во-вторых, разнородная выборка нормы в «фоновых» замерах у В.Ф.Петренко обнаружила примерно такую же согласованность: W=0,19 (хотя объем наблюдений был там гораздо меньше и указанное значение коэффициента не попало поэтому в зону значимости). Не являются ли величины, близкие к 0,2, неким «общечеловеческим» уровнем конкордации, обусловленным, например, коллективно-бессознательным неприятием «мрачных» цветов? Или же это фоновый уровень самого метода вычисления множественной корреляции?

Второе отпадает: компьютерный генератор псевдослучайных чисел, запрограммированный нами на имитацию цветовых выборов, по коэффициенту конкордации между ними ни разу не достиг даже нижнего статистического уровня значимости, сколько бы ни было попыток в серии — 20, 50, 100, 200, 1000, 2000… (далее продолжать опыт было бессмысленно, т.к. примерно после 4000 уже любое отличное от нуля значение W считается значимым). На этом фоне результат, полученный в реальной группе — W=0,21 — действительно очень тесная множественная корреляция.

Но как объяснить, что наша собственная выборка лиц, страдающих параноидной шизофренией (39 больных обоего пола, с большим разбросом по возрасту, длительности заболевания, степени сохранности и т.д.), то есть гораздо менее однородная по составу, чем группа в исследовании Ю.Ю.Чайки, продемонстрировала не менее, а более высокую степень цветовой конкордации: W = 0,284! В здоровой же выборке при некоторых внушенных эмоциональных состояниях согласованность достигала 0,65 [11].

Возвращаясь к выборке с постшизофренической депрессией, мы предприняли попытку (в факторно-аналитическом духе) выявить в общем массиве подгруппы со значимо сходным цветопредпочтением, т.е. с высоким W.

14

Для этого нами был разработан и применен «метод слабого звена» (В.Л.Луцик. «Способ выявления центрального однородного подмножества в массиве ранжированных данных», пат. № 55177).

Было выделено три достаточно больших для анализа группы. В первой группе оказалось 23 человека и коэффициент конкордации W = 0,801, т.е. исключительно сильная множественно-корреляционная связь. Здесь статистически неслучайны и однозначны позиции всех цветов в общегрупповом профиле:

3 4 5 2 1 6 0 7.

Вторая группа: 14 человек, коэффициент W = 0,715, характерное цветопредпочтение

5 2 1 6 4 0 3 7,

при этом наиболее достоверны позиции 5, 2, 6 и 7 цветов, и здесь вновь статистическая ирония: в действительности 6 цвет ни разу не был на 4 позиции.

Третья группа: 13 человек, конкордация W = 0,706, усредненное цветопредпочтение

2 4 1 0 6 7 3 5,

где высоко достоверны лишь первая и последняя позиции.

На этом этапе анализа (выявлено три группы, в общей сложности 60 чел из 86, или 69,8%) было решено остановиться, хотя теоретически поиск конкордантных фракций можно было и продолжать. Но, во-первых, именно после того, как была выделена третья группа, оставшаяся часть цветовых выборов перестала быть значимо согласованной (после отсева первой группы коэффициент W в остатке составлял 0,149, после второй 0,092 и после третьей лишь 0,073). Во-вторых, в данной выборке изначально ожидалась значительная доля случайного «шума» (см. п.10), и слишком уж большой процент объясненной дисперсии выглядел бы неубедительным. В-третьих, при поддержании W хотя бы на уровне 0,7 последующие группы оказываются слишком малы для анализа (4-6 чел).

15

Итак, выделены три группы больных, высоко конкордантные внутри по типу цветового ранжирования и существенно отличающиеся друг от друга по этому признаку. Продолжая путь «от абстрактно-математического», следовало бы детально проанализировать выявленные типы цветопредпочтения на базе канонических толкований цветовой символики, затем попытаться маркировать полученные группы-факторы, затем соотнести с ними или спроецировать на них каждый из индивидуальных рядов цветопредпочтения, и т.п. Но сейчас нас интересовал единственный вопрос: есть ли что-нибудь общее, кроме сходного цветопредпочтения, между больными в выявленных подгруппах? Конкордантны ли подгруппы на клинико-психопатологическом уровне? Если да, то каков объединяющий признак(и)?

На клинико-психопатологическом уровне выявленные нами подгруппы оказались дискордантными или случайными. Попытка найти хотя бы один общий признак, сопутствующий сходному цветопредпочтению, не увенчалась успехом. Иначе говоря, однотипность цветопредпочтения у больных с постшизофренической депрессией не является детерминированной стабильными эмоциональными факторами и едва ли имеет диагностическую значимость.

Рекомендуем скачать другие рефераты по теме: allbest, реферат деловой.





Предыдущая страница реферата | 1  2  3  4  5  6  7 | Следующая страница реферата