Особенности работы педагога-психолога по коррекции межличностных отношений между учащимися подросткового возраста Введение Актуальность исследования
Обработка и анализ данных психодиагностического обследования
жүктеу/скачать 260.59 Kb.
|
- Бұл бет үшін навигация:
- Название группы Число выборов
- Методика «Тест межличностных отношений» Шютца, адаптированный Руковишниковым
- Методика эмоционального интеллекта
- Распределение результатов по шкале «Межличностный интеллект» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
- Результаты по шкале «Управление эмоциями» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
| Обработка и анализ данных психодиагностического обследования
Методика социометрии Дж. Морено Методика Дж. Морено, направлена на изучение особенностей межличностных отношений в группе, такие как индекс групповой сплоченности, социометрический статус членов группы, наличие неформальных микрогрупп, взаимоотношения между разными статусными категориями. «Социометрия является одной из наиболее часто используемых психодиагностических процедур в социально-психологическом анализе групповых отношений. Социометрические методы предоставляют широкие возможности изучения структуры межличностных отношений в группе, их использование в сочетании с другими методами психодиагностики позволяет получать важную информацию о динамике развития отношений в группе. Социометрический подход используется также и для изучения личности, ее возможного влияния на других членов группы» [78]. Данные полученные в ходе психодиагностического исследования прошли первичную обработку: были построены социометрические матрицы и социограммы. Также, первичная обработка данных позволила вычислить количество: - взаимных положительных выборов - противоречивых выборов - односторонних выборов - взаимных отрицательных выборов. Были установлены границы социометрических статусов согласно схеме [78], представленной ниже в таблице 4 и заполнить таблицу 5. Таблица 4. - Границы социометрических статусов
где значение m вычисляется по формуле: m = R/N (1) [78] R – общее количество положительных выборов; N – число членов группы; Ϭ – квадратическое отклонение. Таблица 5. - Сводная таблица распределения социометрических статусов в трех классах
Диаграмма 1. - Распределение социометрических статусов в 9 классе Далее был произведен расчет индекса сплоченности группы в трех классах, результаты расчета приведены в таблице. Индекс сплоченности рассчитывается по формуле: С гр = (2) [78] Где Сгр – групповая сплоченность Ʃ (А+) – сумма всех взаимных положительных выборов Ʃ (А) – сумма всех выборов. Результаты расчетов индекса сплоченности представлены в таблице 6. Таблица 6. - Индексы сплоченности по методике социометрии в трех классах
Методика «Тест межличностных отношений» Шютца, адаптированный Руковишниковым Опросник межличностных отношений А.А. Рукавишникова является русскоязычной версией широко известного за рубежом опросника FIRO, разработанного американским психологом В. Шютцем. У человека существуют три межличностные потребности и те области поведения, которые относятся к этим потребностям, достаточным для предсказания и объяснения межличностных явлений. Шютц (1958) указал на тесную связь между биологическими и межличностными потребностями [79]. Первичная обработка данных представлена в приложении. Основная информация представлена в таблицах Три основных шкалы: «потребность во включении», «потребность в контроле», «потребность в аффекте» разделены на две субшкалы, определяющих направления от индивида к другим людям и от других людей к индивиду. Таким образом, выделены шесть субшкал диапазоном в 9 баллов, где: 0-1 – экстремально низкие баллы 2-3 – низкие баллы 4-5 – средние баллы 6-7 – высокие баллы 8-9 – экстремально высокие баллы. После первичной обработки были составлены таблицы данных. В рамках нашего исследования интерес представляли три субшкалы потребности индивида по отношению к другим людям, результаты которых отражены в таблицах 7 – 9. Таблица 7. - Результаты по шкале потребности во включенности индивида – стремления принадлежать к социальной группе методики «Тест межличностных отношений» Шютца, адаптированного Руковишниковым
Диаграмма 2. - Распределение показателей уровня потребности во включенности индивида Таблица 8. - Результаты по шкале потребности индивида контролировать и влиять на других методики «Тест межличностных отношений» Шютца, адаптированного Руковишниковым
Диаграмма 3 Распределение показателей уровня потребности индивида контролировать и влиять на других Таблица 9. - Результаты по шкале потребности индивида в установлении близких отношений методики «Тест межличностных отношений» Шютца, адаптированного Руковишниковым
Диаграмма 4. - Распределение результатов по шкале потребности индивида в установлении близких отношений Методика эмоционального интеллекта Д.В. Люсин является одним из разработчиков психодиагностической методики «Опросник эмоционального интеллекта», направленной на определение уровня эмоционального интеллекта по четырем шкалам: межличностный интеллект, внутриличностный интеллект, понимание чужих эмоций, понимание своих эмоций [28]. Таблица 10. - Результаты по шкале «Межличностный эмоциональный интеллект» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
Диаграмма 5. - Распределение результатов по шкале «Межличностный интеллект» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина Таблица11. - Результаты по шкале «Внутриличностный эмоциональный интеллект» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
Диаграмма 6. - Распределение результатов по шкале «Внутриличностный эмоциональный интеллект» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина Таблица 12. - Результаты по шкале «Понимание эмоций» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
Диаграмма 7. - Распределение результатов по шкале «Понимание эмоций» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина Таблица 13. - Результаты по шкале «Управление эмоциями» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина
Диаграмма 8. - Распределение результатов по шкале «Управление эмоциями» методики «Опросника эмоционального интеллекта» Д. Люсина Заключительной задачей констатирующего этапа экспериментального исследования являлось разделение учащихся трех классов на контрольную и экспериментальные группы. Руководствуясь тем, что выборки не должны были значимо отличаться друг от друга по критерию социометрических статусов, была произведена математическая обработка показателей методики социометрии. В качестве математического метода был применен критерий Фишера, предназначенный «для сопоставления двух рядов выборочных значений по частоте встречаемости какого-либо признака. Этот критерий можно применять для оценки различий в любых двух выборках зависимых и независимых» [80]. Были сформулированы три гипотезы. 1) Сопоставление показателей в 9 и в 10 классов Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) больше в 10 классе, чем в 9 классе Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) не больше в 10 классе, чем в 9 классе. С целью дальнейших вычислений составляется таблица 14 с указанием процентных долей. Таблица 14. – Процентные доли в сравниваемых выборках
Далее, определение % долей эффекта в каждой группе (табличное значение) [80 c. 308-312]. φ* (50%) = 1,571 φ* (33,3%) = 1,23 Вычисление эмпирического значения φ* происходит по формуле (3) [80] где – угол, соответствующий большей % доле – угол, соответствующий меньшей % доле – количество наблюдений в выборке 1 - количество наблюдений в выборке 2. = = 1,93 φ*= 0,341*1,93= 0,443 Для определения уровня статистической значимости различий сравниваем полученное значение φ* с значениями p 0,05 и p 0,01. p 0,05 = 1,64 p 0,01 = 2,91 φ* < p 0,01, так как 0,443<2,91 Следовательно, принимается гипотеза об отсутствии статистически достоверных различий, в 10 и 9 классах до эксперимента. Таким образом, можно утверждать, что в контрольной группе доля популярных лиц не возросла после эксперимента. Подобным образом были сопоставлены соответствующие показатели в 10 и 11 классах. 2) Сопоставление показателей 10 и 11 классов Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) больше в 10 классе, чем в 11 классе Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) не больше в 10 классе, чем в 11 классе. С целью дальнейших вычислений составляется таблица 15 с указанием процентных долей. Таблица 15. - Процентные доли в сравниваемых выборках
Далее, определение % долей эффекта в каждой группе (табличное значение) [80 c. 308-312]. φ* (50%) = 1,571 φ* (42,9%) = 1,428 Вычисление эмпирического значения φ* происходит по формуле (3) [80] где – угол, соответствующий большей % доле – угол, соответствующий меньшей % доле – количество наблюдений в выборке 1 - количество наблюдений в выборке 2. = = 1,79 φ*= 0,143*1,79= 0,255 Для определения уровня статистической значимости различий сравниваем полученное значение φ* с значениями p 0,05 и p 0,01. p 0,05 = 1,64 p 0,01 = 2,91 φ* < p 0,01, так как 0,255<2,91 Следовательно, принимается гипотеза об отсутствии статистически достоверных различий, в 10 и 11 классах до эксперимента. 3) Далее были сопоставлены показатели 11 и 9 классов Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) больше в 11 классе, чем в 9 классе Гипотеза : Доля популярных лиц, имеющих значительное количество положительных выборов (звезды и предпочитаемые) не больше в 11 классе, чем в 9 классе. С целью дальнейших вычислений составляется таблица 16 с указанием процентных долей. Таблица 16. - Процентные доли в сравниваемых выборках
Далее, определение % долей эффекта в каждой группе (табличное значение) [80 c. 308-312]. φ* (42,9%) = 1,428 φ* (33,3%) = 1,23 Вычисление эмпирического значения φ* происходит по формуле (3) [80] где – угол, соответствующий большей % доле – угол, соответствующий меньшей % доле – количество наблюдений в выборке 1 - количество наблюдений в выборке 2. = = 2,02 φ*= 0,198*2,02= 0,399 Для определения уровня статистической значимости различий сравниваем полученное значение φ* с значениями p 0,05 и p 0,01. p 0,05 = 1,64 p 0,01 = 2,91 φ* < p 0,01, так как 0,399<2,91 Следовательно, принимается гипотеза об отсутствии статистически достоверных различий, в 11» и 9 классах до эксперимента. Таким образом, установив отсутствие статистически значимых различий по результатам обследования,16 испытуемых были определены в две экспериментальные группы (учащиеся 9 и 10 классов); учащихся 11 класса составили контрольную группу. жүктеу/скачать 260.59 Kb. Достарыңызбен бөлісу:
| |||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||