Файл: Ю. Н. Толстова измерение в социологии курс лекций.doc

ных мест соответствующего интервала, на' практике чаще всего его откладывают либо от середины, либо от какого-нибудь из его концов. Приведем пример того, как итоговая медиана изме­няется в зависимости именно от последнего обстоятельства. Пусть имеются данные, представленные в табл. 5.2.
Таблица 5.2. Результатыгипотетического

экспертногоопроса

№ ячейки	1 2 3 4 5
% экспертов, поместив­ших суждение в ячейку	20 10 25 30 15

Следуя технике, предлагаемой в [Паниотто, Максименко, 1982], где первой ячейке отвечает интервал (0, 1), а величина процента суждений, попавших в эту ячейку, откладывается от середины интервала, мы получим медиану, которая будет равна 2, 2 (рис. 5.6). Если же следовать технике, предложенной в [Рабо­чая книга..., 1982], отличающейся от предыдущей тем, что вели­чина упомянутого процента откладывается не от середины, а от правого конца интервала, то получим картину, изображенную на рис. 5.7. Медиана в этом случае окажется равной 2,7. И так для любой медианы. Все медианы при соответствующем пересчете сдвинутся на 0,5 вправо.



Ясно, что если, скажем, мы будем откладывать единичные интервалы не от 0, а от 1, то получим для тех же данных значе­ния медиан, равные 3,2 и 3,7, и т.д. И все медианы сдвинутся по сравнению с ситуацией, изображенной на рис. 5.6, на 1 в пер­вом случае и на 1,5 — во втором. Естественно, структура интер­валов между медианами, как и выше, не изменится.

Если наши интервалы изменятся по длине (вспомним рис. 5.5), то все медианы уменьшатся (увеличатся) в соответствующее чис­ло раз, но структура интервалов между медианами останется той же. Таким образом, если исходные ранги получены по интерваль­ной шкале, то и совокупность медиан (значений наших сужде­ний) можно будет считать полученной по интервальной шкале.
Иншервальность установочной шкалы Терстоуна
Теперь попытаемся обосновать тот факт, что при использо­вании предложенной Терстоуном техники мы действительно по­лучаем интервальную шкалу. Подведем итог сказанному выше.

Напомним, что мы сочли возможным считать все оценки-ранги, отвечающие одному суждению, полученными как бы от одного человека. При этом было показано, что соответствую­щую шкалу можно считать интервальной (за счет осмысленнос­ти равенства разностей между рангами). Истинное мнение тако­го обобщенного человека об указанном суждении отвечает ме­диане этих суждений, разброс имеет место за счет каких-то слу­чайных флуктуации.

Далее мы показали, что медианы разных суждений можно считать полученными по интервальной шкале (поскольку сово­купность таких медиан была определена так же, как и совокуп­ность тех рангов, из которых медианы получались, — с точнос­тью до структуры интервалов между ними). При этом фактичес­ки было доказано более общее положение ("теорема"): если у нас имеется ряд распределений случайных величин, все значе­ния которых можно считать полученными по одной и той же интервальной шкале, то совокупность медиан этих распределе­ний тоже можно считать полученной по интервальной шкале.

Совокупность медиан суждений, отмеченных каким-либо од­ним респондентом, при его опросе на третьем этапе построения шкалы, мы также считаем случайным образом разбросанными оценками того, что мы ищем, — значения изучаемой установки этого респондента. Медиана этих оценок — шкальное значение респондента. Каждому респонденту отвечает свой "разброс". Та­ким образом, совокупность итоговых шкальных значений на­ших респондентов — это совокупность медиан распределений случайных величин, значения которых в свою очередь являются полученными по интервальной шкале медианами. Интерваль­ность этой шкалы вытекает из сформулированной выше "теоре­мы".

Резюмируя все сказанное выше, можно заметить, что в каче­стве дополнительных предположений об изучаемой ЭС (тех, ко­торые служат заменой непосредственного измерения сложных отношений, отображение которых в числа требуется для полу­чения интервальной шкалы, см. п. 3.1) в данном случае фигури­руют все сделанные выше предположения о свойствах ответов наших респондентов: об однородности совокупности экспер­тов; о равенстве расстояний между суждениями, отнесенными к соседним ячейкам; о неоднозначности совокупности рангов, приписанных разным суждениям одним респондентом, и т.д.

Перейдем к рассмотрению метода построения оценочной шка­лы, основанного на схожих предположениях. Идея метода также принадлежит Терстоуну.

6.1. ПС как метод сбора данных
6.1.1. Содержаниеметода.

Свойстваполучаемыхматриц
Выше мы говорили о недостатках, с которыми сопряжено получение оценочной шкалы на базе либо прямых числовых оце­нок респондентами шкалируемых объектов, либо ранжировок. В психологии показано, что большего доверия заслуживает не­сколько иной метод сбора данных — так называемый метод пар­ных (попарных) сравнений шкалируемых объектов. Суть его состоит в следующем.

Предположим, что нас интересует, как респонденты изучаемой совокупности оценивают какие-либо объекты — профессии, по­литических лидеров, радиопередачи, какие-то виды товаров и т.д. Обозначим эти объекты через а_/; a₂, ...,α_η(η— количество оцени­ваемых объектов). Рассматриваемый метод позволяет получить от­вет на этот вопрос в довольно своеобразном виде. Каждому рес­понденту предлагаются всевозможные пары, составленные из рас­сматриваемых объектов. Он должен относительно каждой пары ска­зать, какой объект из этой пары ему нравится больше. Скажем, в случае рассмотрения в качестве наших объектов некоторых про­фессий — к примеру, токаря, пекаря, лекаря и т.д. — мы спраши­ваем у каждого респондента, какая профессия ему больше нравит­ся: токарь или пекарь (фиксируем ответ), токарь или лекарь (фик­сируем ответ), пекарь или лекарь (фиксируем ответ) и т.д. для всех возможных пар рассматриваемых объектов.

Полученные таким образом данные обычно сводятся в квад­ратную матрицу из 0 и 1, число строк и столбцов которой равно числу рассматриваемых объектов и элементы которой получа­ются следующим образом: на пересечении г'-й строки иу'-го стол­бца такой матрицы стоит 1, если i-Piобъект нравится рассмат­риваемому респонденту больше, чем у'-й, и стоит 0, если, напро­тив, у'-й объект респонденту более симпатичен, чем /-й (вместо выражения "больше нравится" здесь, в зависимости от задачи, могут фигурировать словосочетания "больше", "красивее", "более престижен", "больше подходит" и т.д.). Будем называть такую матрицу матрицей парных сравнений.

Ниже вместо выражений типа "объект а. лучше объекта а" будем использовать выражение "а > а". В общем виде матрицу для респондента г, (I = 1, ..., N,где N—количество респонден­



тов) обозначим через ||δ '||, где
1, если респондент η сказал, что а_; > я ,
О, если респондент η сказал, что а. < а .

В качестве примера такой матрицы см. табл. 6.1.
Таблица 6.1. Примерматрицыпарныхсравнений, полученнойотодногореспондента



По главной диагонали матрицы нами проставлены крестики, поскольку мы считаем, что сам с собой объект не сравнивается. Нетрудно проверить, что суть отраженной с помощью этой мат­рицы информации обусловливает некоторые формальные свой­ства матрицы.

Во-первых, она должна быть асимметричной: если на пересе­чении /'-й строки и у'-го столбца стоит 1 (0), то на пересечении у'-й строки и /-го столбца должен стоять 0(1). Мы видим, что это свойство выполняется для матрицы, изображенной на рис. 6.1. Так, на пересечении первой строки и последнего столбца у нас стоит 1. Это означает, что первый объект нравится нашему рес­понденту больше, чем последний. В таком случае естественно ожидать, что последний объект будет ему нравиться меньше, чем первый, и, следовательно, на пересечении последней строки и первого столбца матрицы должен стоять 0, что и имеет место.

Во-вторых, матрица должна удовлетворять условию транзи­тивности: если некий объект a_jнравится респонденту больше, чем а_;, а а. больше, чем а_к, то естественно ожидать, что объект а будет ему нравиться больше, чем а_к. Так, на нашем рисунке можно видеть, что первый объект нравится рассматриваемому респон­денту больше второго (на пересечении первой строки и второго столбца стоит 1), а второй — больше последнего (на пересече­нии второй строки с последним столбцом* стоит 1). Естественно ожидать, что первый объект будет нравиться респонденту боль­ше, чем последний, что и отражает матрица, поскольку в ней на пересечении первой строки и последнего столбца стоит 1.

В то, что результаты парных сравнений заслуживают больше­го доверия, чем, скажем, ранжировка, можно поверить: встав на точку зрения респондента, нетрудно понять, что проранжи-ровать все объекты иногда бывает весьма трудно, в то время как попарно их сравнить гораздо легче.

Метод ПС дает результаты, иногда весьма отличные от метода ранжирования. Мы неоднократно проводили эксперименты со студентами-социологами: с некоторым разрывом во времени про­сили их сначала попарно сравнить некие объекты, а потом про-ранжировать их же. Результаты весьма отличались друг от друга (и это — для будущих профессионалов, рефлексирующих по поводу того, что они делают, что же ожидать от "простых" рес­пондентов, далеких от науки?). Более того, много раз оказыва­лось невозможным на базе парных сравнений построить ранжи­ровку. Ниже, в п. 6.1.3, мы рассмотрим возможные причины возникновения такой ситуации.
6.1.2. Ограниченияметода
Следует отметить, что описанный выше подход к получению данных методом ПС не учитывает многих особенностей воспри­ятия респондентом предлагаемых ему объектов. Так, мы полага­ли, что респондент всегда может однозначно оценить, какой из любых двух рассматриваемых объектов ему более симпатичен. А ведь на практике это далеко не всегда соблюдается. Так, оцени­вая, к примеру, какая профессия — токарь или пекарь — ему больше нравится, респондент может оказаться в затруднительном положении: с одной стороны, вроде бы любит он токарными ра­ботами заниматься, а с другой — пекарю больше платят, и т.д.

В ситуации, подобной описанной, нюансы могут быть раз­ными: респондент может считать рассматриваемые объекты не­сравнимыми, а может полагать, что они равны. Но в любом случае нам оказывается недостаточно двух чисел (меток) — 0 и I — для описания всех таких нюансов. Так, уже для описанного случая подобных меток должно быть по крайней мере четыре: "больше", "меньше", "равны", "не сравнимы". Возможны и другие ситуации. Так, зачастую бывает целесообразно учесть воз­можность различной степени уверенности респондента в том, что один объект лучше другого. В таком случае становится есте­ственным введение совокупности меток, например множества действительных чисел от 0 до I, когда каждое число отвечает соответствующей степени уверенности. Заметим, что подобные обобщения — одна из причин того, что сравнительно простой подход, предложенный Терстоуном, к настоящему времени раз­росся в огромное направление прикладной статистики.

Еще одно ограничение рассматриваемого подхода к сбору дан­ных связано с тем, что мы часто бываем вынуждены мириться с наличием логических противоречий в описанных выше матри­цах из 0 и I — нарушением условий асимметричности и транзи­тивности. Но об этом — в следующем пункте.
6.1.3. ПСкакшкальныйкритерий
Будем говорить, что метод построения одномерной шкалы может служить шкальным критерием, если с его помощью мож­но достичь одной из двух целей: либо построить требующуюся шкалу, либо показать, что одномерная шкала в рассматривае­мой ситуации в принципе не может быть построена.

Отметим, что далеко не каждый метод шкалирования может служить в качестве шкального критерия. Многие методы фор­мально приведут нас к некоторой "шкале" даже в тех случаях, когда это совершенно бессмысленно. Конечно, такой шкалой пользоваться нельзя. Но мы можем даже не узнать об этом. По­этому методы шкалирования, могущие служить в качестве шкаль­ного критерия, представляются весьма важными для социолога. Покажем, каким образом и в каких ситуациях метод ПС (пока мы понимаем его в узком смысле) поможет нам выяснить, что построение искомой шкалы бессмысленно.

Речь пойдет об упомянутых выше логических противоречиях. При этом мы для простоты не будем учитывать то, что респон­дентов у нас много и каждому из них, вообще говоря, отвечает своя матрица парных сравнений. Будем пока считать, что рес­пондент у нас один (о проблеме соотнесения друг с другом мат­риц, отвечающих разным респондентам, см. п. 6.2.1).

Рассмотрим, как логические противоречия могут быть связа­ны с существованием интересующей нас шкалы. Проанализиру­ем два аспекта такой связи.

Во-первых, покажем, что при нарушении свойств асиммет­ричности и транзитивности построение искомой оценочной шка­лы оказывается логически невозможным. Действительно, такое построение означает размещение рассматриваемых объектов на числовой оси (напомним, что числовая ось отвечает искомой латентной переменной, которую можно назвать, к примеру, "престижность профессии", "привлекательность политического лидера" и т.д.) таким образом, чтобы при этом удовлетворялись те соотношения между объектами, которые отражены в исход­ной матрице ПС. И если в этой матрице на пересечении /-й строки иу-го столбца стоит 1, т.е. a_j> α, то первый объект на оси должен быть расположен правее второго. И совершенно ясно, что это никак не может сочетаться с тем, что а > д., что должно было быть выполненным, если бы в той же матрице ПС единица стояла на пересечении у'-й строки и г'-го столбца (т.е. если бы матрица была симметричной).

То же можно сказать и о свойстве транзитивности матрицы. При его нарушении оказывается невозможным нахождение шкальных значений рассматриваемых объектов: как ни распола­гай их на числовой оси, никак нельзя сделать так, чтобы одно­временно выполнялись соотношения, отвечающие неравенствам а. > а., я > о_ки α < а_к.

Итак, нарушение свойств асимметричности и транзитивнос­ти для исходной матрицы ПС влечет невозможность построения адекватной этой матрице одномерной шкалы для рассматривае­мых объектов. Но в действительности рассматриваемая ситуация не всегда приводит социолога к отказу от построения шкалы. Здесь вступает в силу некоторое эвристическое правило, к сожа­лению, очень часто требующееся на практике. Оно состоит в том, что если некоторый метод становится некорректным при несоб­людении определенных условий, то мы все же его используем, когда эти условия нарушены в небольшой мере. Если же наруше­ния велики, то мы отказываемся от использования метода. При этом смысл слов "большой" или "небольшой" применительно к количеству нарушений — субъективен. Исследователь может оп­ределить границу между ними, только опираясь на практичес­кий опыт реализации рассматриваемого метода и осуществле­ния на базе полученных результатов тех или иных прогнозов с последующей их проверкой.

Социолог вынужден следовать только что сформулированно­му правилу. Отказ от него привел бы к невозможности исполь­зовать практически любые методы измерения и анализа данных почти в каждом социологическом исследовании, поскольку ус­ловия применимости любого метода в социологии практически всегда бывают нарушены.

В нашем случае обсуждаемое правило означает, что если в ис­ходной матрице ПС мало нарушений асимметричности и транзи­тивности, то, несмотря на их наличие (а какое-то количество нарушений бывает практически всегда), мы все же будем строить искомую одномерную шкалу. Если же подобных нарушений мно­го, то мы вынуждены прийти к выводу о невозможности постро­ения для наших объектов требующейся одномерной шкалы. Вста­ет вопрос о том, какие содержательные причины (очевидно, обус­ловленные спецификой восприятия респондентом предлагаемых ему для сравнения объектов) стоят за такой невозможностью. Что­бы ответить на него, рассмотрим второй аспект связи противоре­чий в матрице ПС с существованием обсуждаемой шкалы.

Итак, во-вторых, покажем, какие особенности восприятия респондентом наших объектов стоят за нарушением асиммет­ричности и транзитивности матрицы ПС.

Приведем пример одной из возможных причин возникнове­ния нетранзитивности. Представим, что респондент, сравнивая профессии токаря и пекаря, пришел к выводу, что быть пека­рем лучше, чем токарем, поскольку пекарь — при продуктах питания, что в наше время немаловажно. Пусть также, сравни­вая профессии пекаря и лекаря, он пришел к выводу, что лекарь лучше, поскольку работа по этой профессии дает доступ к более дефицитным товарам. А в ситуации сравнения профессий токаря и лекаря наш респондент вдруг задумался о тех заработках, ко­торые он будет иметь, и понял, что токарь-то получает больше и, стало быть, профессия токаря лучше. Вот и нетранзитивность!

В чем же причины нарушения транзитивности? Вряд ли стоит обвинять респондента в нелогичности мышления или глупости. Дело в другом — в том, что, сравнивая объекты, он учитывал несколько оснований, используя то одно, то другое. Другими словами, "корень зла" в том, что мышление респондента, его восприятие интересующих нас профессий — многомерно! Чело­век не столь примитивен, как этого требует одномерная шкала.

К такому же выводу можно прийти и при анализе возмржных причин нарушения асимметричности матрицы ПС.

Таким образом, наличие в исходной матрице ПС рассматри­ваемых нарушений логики может говорить о необходимости пе^ рехода к многомерному шкалированию (о том, что это такое, было сказано в п. 1.3).
6.2. ПС как метод построения оценочной шкалы
Перейдем к рассмотрению метода парных сравнений, пони­мая его в широком смысле. Итак, нашей "сверхзадачей" является приписывание рассматриваемым объектам таких чисел V_п У₂, V_n, которые можно было бы рассматривать как выражение усредненного (суммарного) мнения наших респондентов об этих объектах. Исходные данные — совокупность матриц ПС, полу­ченных от респондентов. Количество таких матриц, естествен­но, равно количеству респондентов.

Метод ПС принадлежит к числу таких методов, относительно которых трудно решить, к какой области их отнести: к теории измерений или к анализу данных. С одной стороны, конечно, речь идет об измерении — о приписывании чисел рассматривае­мым объектам, но, с другой — о способе анализа первичных данных совокупности матриц из 0 и 1 — с целью получения но­вой информации, новых сведений о рассматриваемых объектах.

Будем говорить о методе ПС как о методе анализа данных и в соответствии с этим используем ту (кибернетическую) терми­нологию, которая, как нам кажется, полезна для формирования у читателя четкого представления о сути метода.

Входом метода служит совокупность полученных от респонден­тов матриц ПС, выходом — совокупность чисел, приписанных шкалируемым объектам. Естественно, вход и выход должны быть опосредованы некоторой идеей, отражающей наше видение того, что, собственно, такое искомые числа и как они связаны с исход­ными парными сравнениями. И эта идея, вероятно, должна опи­раться на некоторые модельные концепции, в основе которых должны лежать наши априорные представления о восприятии от­дельным респондентом изучаемых объектов и о том, что такое агрегированное мнение об этих объектах всех респондентов сразу.

Схематически суть метода можно выразить следующим образом:



В литературе предложены разные модели интересующего нас плана. Это лишний раз доказывает высказанное нами в п. 3.3 положение о том, что любые явления, интересующие социоло­га, при тщательном их рассмотрении, при попытке уточнить их сущность возможно описать с помощью разных формальных схем.

В нашем случае мы прежде всего рассмотрим серию моделей, предложенных основоположником метода ПС — Терстоуном. Опи­шем эти модели довольно подробно. Представляется, что это даст возможность читателю не только познакомиться с теми ре­зультатами, которые стали уже классическими, но и получить более полное представление о том, каковы здесь модели воспри­ятия. Эти модели (в отличие от моделей, заложенных в методе построения установочной шкалы, описанных нами в п. 5.2) до­статочно ярко описаны самим автором.

Последнее замечание, которое нам хотелось бы высказать, прежде чем перейти к описанию конкретных моделей, касается роли мате­матики в развитии арсенала методов социологического исследова­ния. Дело в том, что метод ПС являет собой яркий пример того, как достаточно четкая формулировка автором метода исходных содер­жательных позиций (с использованием языка математики) при­вела сначала к активному углублению и развитию соответствую­щих положений средствами математики, а затем к обогащению теории социологического измерения. Следуя Терстоуну, мы попы­таемся довольно активно (хотя и с учетом того, что наша работа адресована в первую очередь гуманитариям) использовать для опи­сания интересующих нас моделей математический язык.
6.2.1. МоделиТерстоуна
Итак, нам надо понять, какова суть тех шкальных значений, которые мы хотим найти. Что мы, собственно, ищем?
Представление о мнении одного респондента об одном объекте
Начнем издалека. Зададимся вопросом о том, что из себя пред­ставляет мнение одного респондента об одном объекте.

Выше (в п. 5.2) мы говорили о том, что такое плюрализм мнения человека о каком-либо объекте. Вспомним соответству­ющее определение и будем считать, что мнение каждого рес­пондента о любом из шкалируемых нами объектов является плю­ралистичным. Ссылаясь на практику, мы отмечали, что конст­руктивно такое предположение может использоваться только в том случае, если оно формулируется строго, с использованием математического языка, и упоминали примеры такого рода фор­мулировок. Еще одним примером конструктивного подхода к определению интересующей нас плюралистичности и форми­рованию на его основе практических рекомендаций является модель Терстоуна парных сравнений. Опишем ее.

Предположим, что у нас имеются объекты α_μа₂, а_пи рес­понденты г_рг₂,r_N.Предположим, что мнение одного респон­дента г, об одном объекте а.(1 — любое число из множества 1, 2,

N;i—любое число из множества 1, 2, п)представляет собой нормальное распределение (см. рис. 6.1).



Проще говоря, это означает, что- при опросах, производя­щихся в разных условиях, наш "градусник" чаще всего будет показывать некоторую оценку т!(математическое ожидание, т.е. среднее значение нашего нормального распределения), реже — другие оценки. И чем дальше какое-либо число отстоит от т], тем реже оно будет встречаться в качестве такой оценки.

На рис. 6.2 изображено аналогичное распределение для того же респондента и другого объекта. Естественно, величины т!и т!, вообще говоря, будут различными, поскольку разные объек­ты респондент, вероятно, "в среднем" оценивает по-разному.

Вероятно, естественным выглядит предложение считать "ис­тинной" оценкой мнения нашего респондента о рассматривае­мом объекте соответствующее математическое ожидание. Оказы­вается, что и дисперсию рассматриваемых распределений мож­но проинтерпретировать естественным образом (напомним, что нормальное распределение однозначно задается значениями ма­тематического ожидания и дисперсии либо среднего квадрати-ческого отклонения). Покажем это.

Рассмотрим рис. 6.3, на котором изображены интересующие нас распределения, отвечающие разным дисперсиям.



Нетрудно понять, что дисперсия говорит о степени уверен­ности (убежденности) респондента в своем мнении о рассмат­риваемом объекте. Если это мнение определяется распределени­ем I, то респондент, будучи опрошенным в разное время, при­мерно с одинаковой вероятностью будет давать совершенно раз­личные ответы, в том числе и весьма отличающиеся от среднего. Так, значения x_iи х_гв его ответах могут встретиться почти с той же вероятностью, что и среднее значение.

Если мнение респондента определяется распределением III, то, напротив, значения, даже незначительно отличающиеся от среднего, такие, как х, и х₄, будут встречаться с гораздо меньшей вероятностью, чем само среднее. А вероятность получить от рес­пондента ответы χ_ίи х₂будет практически равна 0.

При использовании распределения II ситуация будет зани­мать промежуточное положение между двумя описанными выше.

Ясно, что упомянутая степень уверенности может быть объяс­нена разными факторами: характером (принципиальностью)




респондента, его знанием оцениваемых объектов, важностью этих объектов для респондента и т.д.

Пока будем считать, что дисперсии тех распределений, кото­рые отвечают мнениям одного респондента о разных объектах, вообще говоря, различны. Так, различны дисперсии распреде­лений, приведенных на рис. 6.1 и 6.2. Теперь перейдем к обсуж­дению вопроса: должны ли быть схожими, и, если должны, то в какой степени, распределения, отвечающие разным респон­дентам? Чтобы наша задача была осмысленна, и здесь (так же, как и в случае установочной шкалы Терстоуна) требуется опре­деленная однородность изучаемой совокупности респондентов.
Однородность совокупности респондентов
Рассмотрим, как соотносятся распределения, отвечающие мне­ниям разных респондентов об одном и том же объекте. Пока­жем, что смысл задачи заставляет нас считать равными средние значения соответствующих распределений.


Другими словами, предположим, что, будучи опрошенными много раз, наши два респондента в среднем будут давать разные

Предположим, что упомянутого равенства нет, будем счи­тать, что мы имеем дело с ситуацией, отраженной на рис. 6.4 а.

оценки. Скажем, если речь идет об оценке политического лидера — то оценки /-го респондента в среднем низки, а р-το—в среднем высоки. Будет ли в таком случае осмысленной наша главная зада­ча — приписывание лидеру такого числа, которое отразило бы суммарное, усредненное мнение наших респондентов? Навер­ное, нет. Соответствующее среднее мнение так же будет лишено смысла, как пресловутая "средняя температура по больнице".

Наверное, любой добросовестный социолог при наличии в изучаемой совокупности таких респондентов, мнение которых отвечает распределениям, изображенным на рис. 6.4 а, придет к выводу, что среди интересующих его людей мнения относитель­но рассматриваемого лидера разделились: одним респондентам этот лидер нравится, другим — нет. И прежде чем осуществлять шкалирование, вероятно, такой социолог сочтет разумным раз­делить всю совокупность на две и для каждой из полученных подсовокупностей искать среднюю оценку отдельно. В итоге мы получим две оценки: среди интересующего нас множества лю­дей имеются такие, которые одобряют рассматриваемого лидера и их средняя оценка — такая-то, но имеются и те, кто не одоб­ряет его, и их средняя оценка — другая.

Ставя вопрос в более общем виде, можно сказать, что в опи­санной ситуации исходная совокупность респондентов недоста­точно однородна для того, чтобы к ней мог быть применен ме­тод парных сравнений, и для того, чтобы такое применение было осмысленным, необходимо в исходной совокупности вы­делить однородные подсовокупности.

Вероятно, разумно предположить, что в нашем случае одно­родность совокупности респондентов определяется равенством не только средних соответствующих распределений, но и соот­ветствующих дисперсий. Действительно, представим себе, что каким-то двум респондентам отвечают распределения, изобра­женные на рис. 6.4 б, где σ," и σ' — средние квадратические от­клонения (напомним: для получения дисперсий надо их возвес­ти в квадрат), отвечающие р-му и 1-му респондентам соответ­ственно. Один из них (р-й) хорошо знает рассматриваемого по­литического лидера и поэтому уверен в своих оценках. Его дис­персия мала, кривая "узка", вероятность дать ответ, сильно от­личающийся от среднего, практически равна нулю. Напротив, другой респондент (1-й)имеет об упомянутом политике весьма смутное представление. Ему более или менее все равно, какие оценки давать. Весьма сильно разнящиеся ответы могут встре­титься примерно с одинаковой вероятностью. Наверное, пост­роение оценки, средней для таких двух респондентов, тоже бу­дет сомнительным.

Итак, будем считать, что наша совокупность однородна, т.е. что распределения, отвечающие одному объекту, но разным рес­пондентам, одинаковы (т.е. имеют одинаковые средние и дис­персии). Значит, в обозначениях математических ожиданий (сред­них) и средних квадратических отклонений этих распределений можно убрать индексы, отвечающие номеру респондента: т! = =mf = т₍; σ' = ογ = σ .

Следует отметить, что математика предлагает нам способы, по­зволяющие по матрицам парных сравнений судить о степени од­нородности рассматриваемого массива респондентов [Пригари­на, Чеботарев, 1989]. Мы этим вопросом заниматься не будем, поскольку он выходит за пределы собственно метода ПС (реше­ние вопроса однородности — это еще одна из причин, которая привела к расширению идей, предложенных Терстоуном).

Вспомним, что основным объектом изучения в математичес­кой статистике являются случайные величины—признаки, от­носительно каждого значения которых определена вероятность его встречаемости. Задать случайную величину — значит задать распределение вероятностей и наоборот. Можно сказать, что для каждого шкалируемого нами объекта о. определена некоторая случайная величина ξ., отвечающая мнению об этом объекте каждого из рассматриваемых респондентов. Эта величина нор­мально распределена и имеет математическое ожидание (сред­нее) т.и среднее квадратическое отклонение сг.

В соответствии со сказанным выше будем полагать, что нашей задачей является поиск чисел m_t, т₂, т_п(они и будут служить искомыми оценками V_pК) математических ожиданий нормаль­но распределенных и имеющих одинаковые дисперсии a_t, σ₂, ..., σ случайных величин ξ,, ξ₂,...,ξ_π,отвечающих шкалируемым объектам α_να₂,..., α_η. Перейдем к описанию соответствующего алгоритма.

Построение системы уравнений для искомых шкальных значений объектов

Итак, мы хотим найти средние величины (математические ожидания) некоторых гипотетически существующих случайных величин. Распределения, отвечающие этим величинам, нам не­известны и мы вряд ли можем их найти, рассчитать эксперимен­тально (их получение связано с тщательным изучением мнения респондента о каждом объекте, с обеспечением возможности многократного опроса одного и того же респондента и т.д. Все это вряд ли может позволить себе социолог). Значит, мы должны идти другим путем. Вспомним кое-что о понятии вероятностно­го распределения.

Нормальное распределение в математической статистике хо­рошо изучено. Это, в частности, означает, что для этого распре­деления существуют статистические таблицы, которые позволя­ют по каждому значению случайной величины найти вероятность его встречаемости, по каждой вероятности—значения, которые с этой вероятностью встречаются. Нам надо найти определенные значения наших случайных величин (те, которые являются сред­ними). Значит, следует попытаться проанализировать, от каких вероятностей мы можем отталкиваться. Имеются ли у нас какие-либо вероятности, связанные с рассматриваемыми случайными величинами? Конечно, имеются, они заключены в наших исход­ных данных. Чтобы понять, как матрицы ПС могут быть связаны с некоторыми вероятностями, рассмотрим еще один элемент той модели, которая была предложена Терстоуном.

Прежде всего отметим, что, поскольку для каждого объекта совокупностям оценок разных респондентов отвечает одна и та же случайная величина, логично предположить, что приблизи­тельное (выборочное) распределение этой величины может быть найдено двумя путями: путем многократного опроса одного (лю­бого) респондента, либо путем однократного опроса многих респондентов. Результат будет один и тот же!

Теперь сложим все наши матрицы ПС. Нетрудно понять, что тогда на пересечении t'-й строки и у'-го столбца полученной мат­рицы-суммы будет стоять количество респондентов, утвержда­ющих, что а. > а..Поделим эту сумму на общее количество респон­дентов и получим соответствующую долю. Обозначим ее через ρ:



Следуя описанной выше логике, позволяющей "подменять" совокупность мнений разных респондентов многократно повто­ренным мнением одного респондента, будем считать, что р.. гово­рит о том, сколь часто один респондент будет предпочитать /'-й объект у'-му (если представить себе, что мы многократно предъявляем рес­понденту все рассматриваемые пары объектов).

Заметим, что матрица || р.. || обладает'рядом свойств, знание которых может помочь в использовании описываемых теорети­ческих положений на практике, а именно, для всех и jвыпол­няются соотношения: 0 < р.. < 1; _Pjj+ р.. = \ ^ = \βусловно).

Теперь вспомним закон сравнительного суждения Терстоуна: чем чаще при многократных опросах некий респондент предпочи­тает объект a_iобъекту д., тем дальше отстоят друг от друга отвеча­ющие этому респонденту шкальные значения рассматриваемых объектов. Наверное, если учесть, что любому респонденту отвечает целый набор шкальных значений, каждое из которых встречается с определенной вероятностью (т.е. каждому респонденту отвечает некоторая случайная величина), то естественно предположить, что доля р.. равна вероятности того, что наша /-я случайная величина (т.е. случайная величина, отвечающая i-му объекту) больше j-vi(отвечающей j-щ объекту), или, на формальном языке:



Итак, наши эмпирические данные (суммарная матрица ПС) задают нам определенного рода вероятности. Чтобы стало ясно, каким образом можно, используя знание этих вероятностей и таблицы для нормального распределения, перейти к средним зна­чениям случайных величин iи j(лишний раз напомним, что эти средние являются тем, что мы ищем), введем новое обозначение:



Тогда выражение для р.. перепишется в виде:



Следующие соотношения опираются на известные результа­ты из области математической статистики. Они не используют никакие модели восприятия, никакие предположения о сути того, что происходит в сознании одного респондента, о связи процессов, имеющих место в представлениях разных респон­дентов, и т.д.

Величина ξ^, будучи разностью двух нормально распределен­ных случайных величин ξ_: и ξ. с математическими ожиданиями /и. и т.и средними квадратическими отклонениями α и σ соответ­ственно, сама является нормально распределенной случайной ве­личиной с математическим ожиданием т.и средним квадрати-ческим отклонением а.., определяющимися следующим образом:



где г.. — коэффициент корреляции между ξ_ί и ξ_; (к обсуждению его "физического" смысла мы еще вернемся).

На основе соотношения (6.2) мы можем, пользуясь таблица­ми нормального распределения, найти отвечающее стоящей в левой части этого равенства вероятности значение величины ξ_|;. Однако, чтобы это сделать, необходимы некоторые дополни­тельные рассуждения. Дело в том, что известные статистические таблицы разработаны только для так называемого стандартизо­ванного нормального распределения, т.е. для таких случайных величин ξ,. , которым отвечает нулевое среднее и единичная дисперсия (конечно, нельзя рассчитать таблицы для всех мысли­мых нормальных распределений, поскольку в качестве матема­тического ожидания могут выступать любые действительные числа, в качестве дисперсии — любые положительные действи­тельные числа). Но тем не менее таблица может все-таки быть полезной, если воспользоваться следующим известным в мате­матической статистике положением:



Итак, пользуясь таблицей для стандартизированного нор­мального распределения, на основе соотношения (6.5) можно найти величину (/п.. /σ_ί;). Обозначим ее через z_ir Ясно, что




что, в силу (6.3) и (6.4), эквивалентно соотношению:




Мы получили систему уравнений для нахождения искомых шкальных значений /и и /я (/ и jбыли произвольными номерами наших объектов, поэтому уравнений типа (6.6) у нас будет столько, сколько пар из этих объектов можно составить).

Подчеркнем, что уравнения (6.6) получаются на основе сум­марной матрицы ПС очень быстро: по каждой частоте />.. сразу, только заглянув в соответствующую статистическую таблицу, находим г и, значит, сами уравнения. Все предыдущие рассуж­дения о моделях восприятия нужны только затем, чтобы оправ­дать этот шаг. Поэтому то, что этим рассуждениям выше уделено значительное место, не должно смущать читателя. Алгоритм прак­тических действий пока прост. Но далее он усложняется: нам надо решить систему (6.6), а здесь есть о чем поговорить.
Решение системы уравнений
Начнем с того, что помимо интересующих нас шкальных значений изучаемых объектов, система (6.6) содержит и другие неизвестные: σ_|5 σ_ν г. Поступим с ними так, как это делали Терстоун и его последователи.

Прежде всего упростим уравнения (6.6), сделав некоторые дополнительные предположения о свойствах наших моделей, связанных с тем, каковы величины л., σ_|; е.. Отметим, что в литературе известны разные способы такого упрощения. Разным ограничениям на упомянутые параметры отвечают разные моде­ли. Именно поэтому в начале настоящего параграфа мы говори­ли не о модели, а о моделях Терстоуна. Опишем ту, которая приводит к наиболее простой системе уравнений.

Но прежде сделаем одно важное методологическое замечание. Вообще говоря, любые свойства используемого в социологии математического аппарата так или иначе "выходят" на опреде­ленные содержательные представления (ср. п. 3.3). Однако зачас­тую суть этих представлений бывает очень трудно оценить. В дан­ном случае удается установить связь между формализмом и со­держанием: проследить, какой социологический смысл имеют рассматриваемые ограничения. И просим читателя обратить вни­мание не только на анализируемые ниже свойства конкретной модели восприятия, но и на методологический аспект пробле­мы — на то, как надо связывать элементы используемого форма­лизма с содержанием решаемой задачи.

Итак, сделаем следующие предположения.

Во-первых, предположим, что г.. = 0. Ясно, что это значи­тельно облегчает решение системы (6.6), поскольку в правой части этой системы при таком предположении исчезает самое

"длинное" слагаемое. Но нам важно понять, какие изменения в нашу модель вносит это предположение.

Вспомним, что г — коэффициент корреляции между двумя случайными величинами: / и j. Нетрудно понять, что наличие соот­ветствующей связи означает зависимость мнения респондента об i-м объекте от его же мнения оу'-м объекте. И наше предположение оз­начает отрицание такой зависимости. Всегда ли это оправданно? Наверное, не всегда. Предположим, что респондент, оценивая политического лидера Иванова, учитывает свой негативный прак­тический опыт общения с этим лидером и дает ему низкую оценку. Переходя к оценке лидера Петрова, он может также высказать от­рицательное мнение просто потому, что, по его сведениям, Пет­ров принадлежит к той же политической партии, что и Иванов. Таких примеров можно привести множество.

Приравнивая к нулю рассматриваемый коэффициент корре­ляции, мы тем самым налагаем и соответствующие содержатель­ные ограничения на нашу модель. Конечно, мы далеко не всегда можем проверить, справедливы ли наши посылки. Но если мы хотим все же стремиться к получению результатов, действитель­но отражающих реальность, то уж во всяком случае должны по возможности давать себе отчет в том, какие модели используем.

Во-вторых, будем полагать, что σ. = Cj = σ. Другими словами, предположим, что мера уверенности в оценках нашими респон­дентами разных объектов одинакова. Представляется, что это предположение в большей мере сомнительно, чем сформулиро­ванное выше предположение о том, что у разных респондентов одинакова мера уверенности в оценке одного и того же объекта (собственно, последнее предположение тоже вполне может быть неадекватным реальности, но выше мы убрали соответствую­щую проблему, свеДя ее к требованию обеспечения определен­ной однородности совокупности рассматриваемых респонден­тов). Ради простоты формального способа поиска интересующих нас шкальных значений все же примем это предположение, но сделаем это, как и выше, "с открытыми глазами".

Итак, система (6.6) в результате сделанных допущений пре­вращается в следующую:



В этой системе, помимо искомых величин т_г т₂,т_п, содер­жится еще одно неизвестное — σ. Найти его можно только путем экспериментального изучения распределения оценок респонден­том какого-либо из рассматриваемых объектов. Для социолога это обычно бывает нереально. Поэтому будем полагать, что σ — произвольно. Положим его равным I, т.е. будем решать систему (6.7) как бы без него. Но при этом не будем забывать, что най­денное решение, каким бы оно ни было, всегда будет таким, что разности (/я. — т)определены лишь с точностью до неко­торого постоянного множителя — σ.

Это принципиальный для социолога момент. В п. 1.1 мы уже отмечали, что с подобной неоднозначностью результатов изме­рения он имеет дело очень часто. Числа мало пригодны для нужд социологии. И проявляется это в первую очередь именно в том, что практически никогда их не удается определить однозначно. Степень неоднозначности определяет тип шкалы. В рассматрива­емом случае эта степень (т.е. то, что разности шкальных значе­ний определены с точностью до постоянного множителя) гово­рит о том, что мы имеем дело с интервальной шкалой. Если какой-то набор чисел будет решением нашей системы, то таким же решением будет и любой другой набор чисел, получающийся из первого путем растягивания (сжатия) всех интервалов между ними в одно и то же число раз.

Итак, положим σ = 1 и перейдем к обсуждению решения системы (6.7).

Нашей целью не является обучение читателя решению подоб­ного рода систем уравнений. Тем не менее позволим себе сделать некоторые замечания по поводу такого решения, поскольку, на наш взгляд, в соответствующем подходе содержится ряд поло­жений, имеющих определенную методическую ценность для ре­шения многих социологических задач.

Во-первых, рассматриваемая система переопределена — число уравнений, вообще говоря, гораздо больше числа неизвестных (количество пар, которые мы можем составить из каких-либо объектов, больше, чем количество объектов, если мы имеем дело с более чем тремя объектами). Следовательно, эта система чаще всего не будет иметь решения: даже если мы и найдем решение нескольких уравнений, совсем необязательно они будут удовлет­ворять и оставшимся уравнениям. Как же быть? На помощь при­ходит знакомый нам по регрессионному анализу метод наимень­ших квадратов (напомним, что там мы ищем прямую линию, которая была бы максимально близка одновременно ко всем рас­сматриваемым точкам, может быть даже не проходя ни через одну из них). Найдем с его помощью такое решение, которое в макси­мальной степени будет делать схожими правые и левые части на­ших уравнений, может быть даже не удовлетворяя полностью ни одному из них.

Говоря более конкретно, будем искать такие т.и т,которые обращают в минимум сумму квадратов разностей между правы­ми и левыми частями системы (6.7):



Напомним читателю, что выбираются такие т₁и m_jс помо­щью вычисления производных выражения (6.8) (ппроизводных — по числу искомых величин) и приравнивания каждой из них к нулю. Получаем η линейных уравнений с η неизвестными. Такая система легко решается.

(Мы столь подробно говорим о способе решения системы (6.7) для того, чтобы читатель лишний раз убедился в значимости для социолога знания метода наименьших квадратов (из-за сложности построения моделей социальных явлений социолог, как правило, имеет дело с соотношениями, которые не могут быть удовлетворе­ны в точности) и владения элементами дифференциального и интегрального исчисления. Аналогичное утверждение относитель­но теории вероятностей и математической статистики подтвержда­ется текстом, изложенным в настоящем параграфе выше.)
6.2.2. BTL-моделипарныхсравнений
Цель настоящего параграфа — показать, что приведенный выше способ построения оценочной шкалы на базе первичной информации, представленной в виде матриц ПС, не является единственно возможным. Существуют и другие подходы к пони­манию того, как и почему исходные матрицы из 0 и 1 могут быть связаны с искомыми шкальными значениями изучаемых объектов (здесь мы снова имеем дело с той неоднозначностью математических моделей, о которой говорили в п. 3.3).

Очень кратко опишем еще один метод ПС, называемый обычно по первым буквам фамилий известных ученых, разработавших его: Bradley R.A., Terry Μ.Ε., Luce R.D. Модели парных сравне­ний, предложенные этими учеными, или BTL-модели, исполь­зуются, может быть, даже более часто, чем описанные выше модели Терстоуна. Краткость описания нами BTL-моделей обус­ловлена не тем, что они не заслуживают более пространного рассмотрения, а тем, что мы говорим о них с единственной целью — показать, что описанная выше модель Терстоуна — не единственно возможный подход к определению довольно есте­ственным образом связи между матрицами ПС и искомыми шкальными значениями изучаемых объектов.

Воспользуемся обозначениями из [Суппес, Зинес, 1967]. Пусть а, Ь, с,...шкалируемые объекты, а К, У_ь, К, ... — их шкальные оценки (искомые шкальные значения). Вместо обозначения р_у будем использовать обозначение р_аЬ.

Предположим, что упомянутая связь детерминируется следу­ющими соотношениями:



Ясно, что таких равенств столько, сколько пар мы можем со­ставить из наших объектов. Они образуют систему уравнений, в которой известными величинами являются р_аЬ, а неизвестными — V_a и V_h(аи b"пробегают" все "имена" наших объектов). Смысл этих уравнений представляется очевидным: доля людей, предпочитаю­щих объект а объекту Ь, пропорциональна доле шкального значе­ния а в сумме шкальных значений а и Ь. Если ни один человек не сказал, что а лучше Ь, то К = 0 и V_h=1, а если, напротив, все респонденты считают, что а лучше Ь, то К = 1 и V_h= 0.

Чтобы наша система имела решение и для составляющих его шкальных значений был гарантирован по крайней мере интер­вальный уровень измерения, необходимо ввести дополнитель­ные предположения о характере исходных данных. Это ограни­чение по существу является неким ослаблением отношения тран­зитивности



[Суппес, Зинес, 1967, с. 73]
В заключение отметим, что органичность рассмотренного под­хода к построению оценочной шкалы косвенно подтверждается тем, что отвечающие соответствующей модели восприятия со­отношения иногда естественным образом "возникают" при ре­шении задач иного рода. Примером может служить работа [Сата­ров, Тихомирова, 1991], в которой анализировались предпоч­тения между парами значений рассматриваемых признаков. Для краткого пояснения с помощью примера, о чем именно идет речь, заметим, что объектом изучения служили нефтяники-вах­товики. Выяснялось, что они предпочитают: сравнительно быс­тро получить квартиру, но иметь меньшую зарплату или же боль­шую зарплату, но более дальний срок получения квартиры, и т.д.

Ясно, что задачи такого рода актуальны для социологии и то, что их решение приводит к рассмотрению BTL-моделей, гово­рит в пользу последних.