Посмотрев на рекламу - иллюстрацию, я часто ловлю себя на мысли,

- что я категорически не хочу служить в армии;

- что я не хочу служить в армии, но не могу объяснить, почему;

- что я хотел бы когда-нибудь служить в армии;

- что я буду служить в армии, когда представится такая возможность;

- что я буду служить в армии, потому что многие мои друзья уже вернулись со службы в армии;

- что я готов служить в армии, потому что у меня вызывают уважение мужчины, прошедшие через службу в армии,

- что я обязательно буду служить в армии, потому это крайне необходимо мужчине.

После ранжирования результаты обобщаются, вносятся в сводные таблицы данных и подвергаются компьютерной обработке с помощью специально составленной программы.

Для обработки данных, полученных в ходе исследования, нами использовалась методика, предложенная В. Я. Платовым.

Обработка ранжировок осуществлялась следующим образом. Респонденты ранжируют параметры по важности в каждом из 5 блоков. Ранг 7 получает наиболее важный параметр, ранг 6 - наиболее важный из остальных, кроме получившего ранг 7, и т. д. до 1. Парные ранги ставить не разрешалось. Результаты заносились в специальные таблицы сводных данных. Далее с помощью компьютерной программы подсчитывались суммы рангов (мест), соответствующие каждому параметру. После этого мы должны были получить значение коэффициента конкордации, которое укажет на согласованность или несогласованность мнений экспертов в каждой из обследуемых групп. Уровень значимости мы принимали равным 0,05, считая, что вполне допустимо при принятии решения ошибиться не более, чем в пяти случаях из ста. Для изучения групп мы использовали обобщенное мнение группы респондентов - обобщенную ранжировку, которая получается достаточно просто - по наибольшей сумме рангов.

Для выяснения степени согласованности мнений экспертов мы использовали коэффициент конкордации (Кк), расчет которого осуществлялся по методике, предложенной И. Г. Венецким, В. И. Венецкой. Данный коэффициент предложен М. Кендэлом и Б. Смитом и характеризует степень согласованности мнений экспертов о влиянии различных привлеченных исследователями факторных признаков на величину результативного признака. Важность того или иного факторного признака устанавливается экспертами независимо друг от друга, путем ранжирования факторных признаков. Полученные результаты мнений экспертов о рангах факторных признаков (a km) сводились в таблицы.



Коэффициент конкордации вычисляется по формуле:

S

Кк = -------------------------------------------- ,

1 m

--- [ m² (k ³- k) - m S Т j ]

12 j=1

но так как в нашем случае одинаковых рангов быть не может, то

S

Кк = ---------------------------------

-- [m² (k ³- k)]

При этом числитель коэффициента определяется следующим образом:

1) Для каждого факторного признака Хi определяется сумма рангов, выставленных всеми экспертами, получается сумма рангов первого факторного признака S a1j; сумма рангов второго факторного признака S a2j и т. д. до Sakj.

Мнения экспертов о важности факторных признаков (aij).

Факторный признак Эксперт Сумма
Хi 1 2 3 M
Х1 а11 а12 а13 а1m a1j
Х2 а21 а22 а23 а2m a2j
Хк ак1 ак2 ак3 ... аkm akj

2). находится общая сумма экспертных оценок для всех факторных признаков, т. е.

k m

S S aij;

i=1 j=1

3). делится общая сумма экспертных оценок на число факторных признаков, т.е. на k, и получается средняя сумма рангов факторных признаков:

1 k m

Т = --- S S aij ;

k i=1 j=1

4). находится сумма квадратов отклонений сумм рангов факторных признаков от их средней:

S = S ( Saij - T) ² .

I j

Знаменатель коэффициента конкордации представляет собой гипотетическую сумму рангов, установленных экспертами в случае полной согласованности их мнений.

Величина коэффициента конкордации колеблется в границах от нуля, соответствующего полной несогласованности мнений экспертов, до единицы, указывающей на полную согласованность мнений.

Существенность Кк оценивается критерием c² (хи-квадрат) (число степеней свободы равно числу факторных признаков за вычетом единицы):

S

c² = -----------------------------------------,

1 1

--- [m k (k+1) - ---- S Tj].



12 k-1

но так как в нашем исследовании связанные ранги отсутствуют, то

S Tj = 0, поэтому

S

c² = ------------------------------.

--- [m k (k+1) ]

Фактическое значение сравнивалось с табличным: при факт. > табл., в результате чего выяснялось, насколько согласованы мнения респондентов. В нашем случае было использовано 7 факторов, поэтому согласно таблице «Значений в зависимости от числа степеней свободы и доверительной вероятности», прилагаемой ниже, эти значения и были представлены как исходные и использованы в компьютерном варианте программы подсчета результатов.

Факторы a
0,05 0,01 0,001
7 14,08 18,47 24,32

3. Метод интент-анализа.

Для исследования намерений нами был выбран новый метод – метод интент – анализа (англ. Intent – намерение). Метод интент – анализа в своей основе содержит процедуру семантического дифференциала, предложенного еще в 50 – е годы 20 века Чарльзом Осгудом и дает возможность интегрального описания того, о чем говорится в проективном рассказе.

Основан данный метод на принципе ассоциации между понятием, обозначающим объект оценки, и теми или иными вербальными антонимами, характеризующими направленность и интенсивность оценки. Смысл метода состоит в подготовке нескольких субъективных оценочных шкал с 7 делениями на каждой, которые испытуемые индексируют в соответствии со своими предпочтениями относительно рекламы вообще. Для повышения точности измерения при помощи семантического дифференциала между антонимами располагают числовую ось, в результате чего для каждой пары антонимов создана 5 или 7 балльная шкала. На основании имеющегося экспериментального опыта установлено, что шкалы работают по принципу однородного группирования, что позволяет позднее рассматривать субъективное семантическое пространство признаков – факторов. Испытуемые должны с помощью индексации шкал и последующего соединения отметок составить свой семантический профиль и проинтерпретировать его по показателям четырех факторов. Инструкция для испытуемых: «Отметьте знаками те позиции на шкалах, которые соответствуют Вашим представлениям о данной рекламе». В идеальных вариантах все профили имеют приблизительно одинаковую конфигурацию, что свидетельствует об адекватной оценке. Респонденты отмечали знаками те позиции на шкалах, которые соответствуют их представлениям о предлагаемом им виде иллюстративной рекламы.

Для проверки статистической гипотезы мы использовали критерий Фишера, который позволяет сравнивать величины выборочных дисперсий двух рядов наблюдений. Для вычисления F эмп. нужно найти отношение дисперсий двух выборок, причем так, чтобы большая по величине дисперсия находилась бы в числителе, а меньшая в знаменателе. Формула вычисления эмпирического значения критерия Фишера (F) такова:

Sх²

F эмп = ------,где

Sy²

Sх²= --- * ∑ (хi - ‾х) ²

n1

Sу² = --- * ∑ (yi - ‾y) ²

n2

S1²

Величина F эм. = ------имеет F – распределение Фишера счислами

S2²

степеней свободы n1 – 1 (для числителя S1²) и n – 1 (для знаменателя S2²). Поскольку, согласно условию критерия, величина числителя должна быть больше или равна величине знаменателя, то значение F эмп. всегда будет больше или равно единице, т.е. F эмп. › 1. Число степеней свободы определяется также просто: df1 = n1-1 для первой (т.е. для той выборки, величина дисперсии которой больше и df2 = n2-1 для второй выборки. Для уровня значимости α = 0,02 и чисел степеней свободы n1 – 1= 30 –1 = 29 (для числителя S1²) и n2 – 1= 30 - 1= 29 (для знаменателя S2²) из таблицы (4) находим

α

F кр. = (1- ---).

В силу того, что F эм. может быть > F кр., нулевая гипотеза отвергается при уровне значимости α = 0,02 и принимается альтернативная гипотеза о том, что различия между дисперсиями значимы. Следовательно, оценка качества какого-либо вида иллюстративной рекламы у мужской выборки отличается от оценки качества женской выборки.


prakticheskoe-zanyatie-1-forma-gosudarstvennogo-ustrojstva-v-rossii-i-za-rubezhom.html
prakticheskoe-zanyatie-1-ponyatie-literaturi.html
    PR.RU™