- •А. Г. Здравомыслов, В. А. Ядов
- •Предисловие к настоящему изданию
- •Введение
- •МЕТОДОЛОГИЧЕСКИЕ ПРЕДПОСЫЛКИ, МЕТОДЫ И ТЕХНИКА ИССЛЕДОВАНИЯ
- •1. Уточнение основных понятий исследования
- •2. Отношение к труду как результат взаимодействия социальных факторов
- •3. Основные гипотезы исследования
- •Общая схема взаимодействия существенных факторов, влияющих на отношение рабочего к труду
- •4. Объект исследования, характеристика выборки
- •5. Методика и техника сбора и обработки первичной информации
- •Опросный лист
- •Схема ранжирования распределений по четырем критериям отношения к труду с указанием балльных оценок рангов
- •Контрольное интервью1
- •6. Организация и проведение исследования
- •2. Факторы, обусловливающие уровень общей удовлетворенности работой
- •Граф взаимодействия основных факторов, влияющих на степень удовлетворенности работой*
- •МОТИВЫ ТРУДОВОЙ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ И ИХ СВЯЗЬ С СОДЕРЖАНИЕМ ТРУДА
- •Ранжировка наиболее значимых мотивов, определяющих степень общей удовлетворенности работой
- •2. Общая структура мотивов трудовой деятельности
- •3. Влияние специфических особенностей содержания и характера труда на отношение к труду
- •1. Некоторые ценностные ориентации личности рабочего
- •Распределение выборочной совокупности по относительно устойчивым ценностным ориентациям
- •Взаимодействие ценностных ориентаций рабочей молодежи
- •3. Общеобразовательный уровень рабочего
- •Распределение выборочной совокупности молодых рабочих по ответам на вопрос относительно общественной значимости труда в зависимости от уровня образования*
- •Соотношение между квалификацией и уровнем общеобразовательной подготовки рабочего в контрольных профессиональных группах
- •1. Основные выводы
- •Перечень документов:
- •Выборка опрашиваемых
- •Правила заполнения вопросника
- •Правила заполнения карточки
- •Правила проведения контрольного интервью
- •Б. СТАТИСТИЧЕСКИЙ АППАРАТ АНАЛИЗА ПЕРВИЧНЫХ ДАННЫХ
- •1. Основные элементы описательной статистики
- •2. Оценки характеристик генеральной совокупности по выборочным характеристикам и проверка гипотез
- •3. Анализ взаимосвязей между признаками
- •В. ОСНОВНЫЕ ИТОГОВЫЕ ТАБЛИЦЫ
- •Основные группировки профессий по содержанию труда и подгруппы по содержанию и характеру труда
- •Группировка рабочих по уровню добросовестности и ответственности в работе (Р)
- •Матрица смежности парных коэффициентов корреляции (г) по 10 факторам анализа
- •1. Смысловая и эмпирическая интерпретации понятий
- •3. Работа над формулировкой гипотез
- •4. Объект исследования задан его замыслом. Проблема выборки
- •5. Разработка полевых документов
- •7. Отступление в лабораторную жизнь: об организации исследования и прочем
- •8. Объективные и субъективные показатели отношения к труду
- •1. Досуг в повседневной жизни молодых рабочих
- •2. Трудовой энтузиазм или показуха?
- •3. Мотиваторы и стрессоры трудовой деятельности: полемика вокруг основного вывода из исследования
- •2. Методологические ограничения сопоставления данных по двум странам
- •3. Главный вывод о преимущественном значении содержания труда при социализме в основном объясняется отсутствием безработицы в СССР
- •4. Горестный урок
- •1. Вводные замечания
- •2. Тексты интервью и краткий комментарий
- •6. Крепильщик
- •1. Швейница
- •3. Аппаратчица.
- •1. Механик-сборщик.
- •1. Слесарь-механосборщик 4-го
- •1. Машинист паровой турбины.
- •3. Заключительный комментарий
- •1. Вводные замечания
- •Взаимосвязь возраста и показателей отношения к труду (значимые при р < 0,05 коэффициенты Крамера)
- •3. Потенциальная текучесть
- •Удовлетворенность работой на предприятии рабочих старше 30 лет (в % от числа ответивших)
- •Оценка рабочими старше 30 лет соответствия своих профессиональных знаний выполняемой работе (в% от числа ответивших)
- •Выводы
- •Литература
- •Заключение
- •Оглавление
|
Низкая |
Средняя |
Выше средней |
Высокая |
Итого |
||
Низкая |
42 |
194 |
36 |
|
54 |
|
326 |
Средняя |
15 |
125 |
37 |
|
60 |
|
237 |
Высокая |
61 |
591 |
367 |
1 |
081 |
2 |
1 0 0 |
Итого |
118 |
910 |
440 |
1 |
195 |
2 663 |
Табл. 4. Р — показатель ответственности в работе и Д — показатель дисциплины.
В какой из таблиц более устойчивое сочетание признаков? Рассчитаем энтропию по формуле (8)
E= -Y JP.,1OZP,’ где Р,Г
(Например, для табл. 3 Р,} = ZOOJ = 0,041.)
В табл. 3 Е = 0,926; в табл. 4 Е = 0,764, т. е. в табл. 4 более устойчивые сочетания признаков, или признаки Ри Ддают более устойчивые сочета ния, нежели признаки Р и И.
Как было показано в третьей главе, корреляционный анализ сопря женности признаков РИ говорит о том, что И является ведущей характе ристикой, от колебаний которой зависят колебания Р, но не наоборот. Однако между Р и Д корреляционной зависимости почти но наблюдается.
Расчет энтропии имеет смысл, в частности, для того, чтобы более надежно оперировать значениями средних распределений. К сожалению, социологи очень редко применяют этот показатель.
Рассуждения, которые проводятся для характеристики качественных признаков, могут быть отнесены и к количественным, но критерии, при меняемые к количественным признакам, только иногда (после достаточ ного обоснования) могут быть отнесены к качественным.
2. Оценки характеристик генеральной совокупности по выборочным характеристикам и проверка гипотез
Сказанное выше относилось к описательной статистике. Собственно статистические проблемы возникают тогда, когда мы хотим распростра нить наши выводы о распределениях, средних, дисперсиях и т. д. в выбор ке на генеральную совокупность (проблема репрезентативности данных выборочного анализа) и когда мы начнем изучать зависимости между признаками, т. с. выявлять закономерные связи.
Рассмотрим прежде всего группу задач, связанную с оценкой репре зентативности выборки и статистической обоснованности вывода.
Оценка с помощью доверительных интервалов
Постановка задачи. Из выборочных данных мы получаем среднее зна чение некоторого признака х. Но генеральную совокупность характеризу ет (или ей присуще) некоторое неизвестное нам среднее значение при-
знака а. Считан, а равным х мы не имеем права, поскольку выборочные характеристики рассеиваются около генеральных, значит, Jr будет более или менее близко по значению к а. Но такая точечная (единичная) оцен ка мало определенна. Мы должны указать степень точности и надежности этой оценки, что можно сделать с помощью доверительного интервала: указываем интервал (х —с, х + с), для которого вероятность (она называ ется доверительной вероятностью) т. ни. что он покроет неизвестный пара метр, равна заданной величине 1 -q.
Решение. 1) Доверительный интервал для оценки генеральной сред
ней |
|
|
|
|
x - t н |
S |
<a<x+t<7 л-1, |
(9) |
|
■Jn- 1 |
||||
|
|
|
где tqn_! находится из таблицы «Распределение Стьюдента» для довери тельной вероятности Р = \—q и числа степеней свободы / = л-1. Число степеней свободы определяется объемом выборки без числа ограничений, имеющих место в данной формуле. В данном случае/ = л-1. Понимать это неравенство надо так: вероятность того, что а будет содержаться в этом интервале, равна 1—q, например 0,95, т. е. в 95% выборок интервалы будут содержать а, вероятность ошибки такого неравенства равна уровню значи
мости q = |
1 |
” |
0,95 = 0,05'. |
Если л достаточно большое (л > 30), то |
|||
( . = / |
= |
1,98 для q = 0,05 или / . = 2,56 для q = 0,01. |
|
qfft-\ |
я |
|
Я*~1 |
Пример. Доверительный интервал для средней по зарплате таков: для Р= 0,95
91,6-1,0 < а < 91,6 + 1,0
90,6 < а < 92,6
Значит, по нашему выборочному распределению заработной платы мы можем ожидать, что средняя зарплата для рабочей молодежи находит ся в этом интервале с вероятностью 95%.
2) Доверительный интервал для генеральной доли Н
(|0)
Пример. В группе ручного неквалифицированного труда 254 человека, доля женщин — 0,366. Этот интервал для генеральной доли будет равен:
0,366-1,98V 254 |
<н<0,336+1,98 V 254 |
0,366-0,028<Я<0,366+0,028
0,338<Я<0,394
1 3 социальных исследованиях обычно принимают уровень значимости, рав
ный 0,05. Значимость на уровне 0,01 излишне строга.
Отсюда, если группа ручного неквалифицированного труда будет со стоять, например, из 2000 человек, то число женщин в генеральной со вокупности будет равно некоторой величине в интервале
(0,338 |
2000; 0,394 |
2000), т.е. (676; 788) человек. |
Большой круг задач требует сравнения двух характеристик. Например, нужно выяснить, можно ли считать, что природа различий в значениях характеристик случайна или различие между значениями настолько вели ко, что не может быть объяснено случайностью.
Сравниваем две вероятности |
|
|
|
Постановка задачи. Пусть найденные частности равны |
1 —hi. |
и |
п *т.е. |
г'~п 9 |
|
||
какой-то признак в группе из я, человек встретился к, |
раз, а в другой |
группе из п2 человек он встретился к2раз. На самом же дело генеральным совокупностям присущи некоторые неизвестные вероятности ру и р2соот ветственно. Предположим, что оказалось А, > hT. Какова должна быть раз ность ht - h2, чтобы, исходя из выборочных данных, можно было счи тать, что р, >р2, т. е., что вероятность встретить признак в совокупности 1 больше, чем в совокупности 2?
Решение. Одним из способов проверки подобных предложений явля ется критерий х2 (хи-квадрат) для сравнения двух вероятностей
(/» ,-/г2) Ч « г ( и ,+ « 2- 1) |
|
|
|
(*,+*,)(/!,+/!, - |
Л |
, |
(11) |
Если рассчитанное значение у} превзойдет значение 3,89, мы делаем заключение с доверительным уровнем 5%, что различие между частостя ми значимо. Доверительный уровень 5% соответствует мере возможной ошибочности такого заключения. Соответственно для доверительного уров ня 1% подсчитанное значение должно превосходить 6,63.
Значения 3,89 и 6,63 брались из таблицы «Распределение %2» с числом степеней свободы 1 и доверительной вероятностью 0,95 и соответственно 0,99.
Пример. Часто возникает необходимость такого рода проверки: удовлетво ренных работой в нашей выборке оказался 1091 человек, неудовлетворен ных — 421; на вопрос «Довольны ли вы размером заработной платы?» из 1091 человека, в целом удовлетворенного работой, 209 указали, что они не удовлетворены размером заработной платы: из 421 человека, в целом не удовлетворенного работой, недоволен размером заработной платы 191 ра бочий, т.е.
/2=209=0,191;/,=0,461. 1 1091
Можно ли на основании этих данных сделать вывод, что не удовлет воренные работой в целом чаще отмечают неудовлетворенность заработ ком, нежели удовлетворенные работой, значимо ли различие в наблюда емых частостях?
2_ 0,2702 -109142 !•(1091+421-1)
Х(209+194)( 1091+421-209-194-1)
Проверка указывает на то, что такой вывод можно сделать — раз личие значимо.
Оценка исходных данных по %2—одна из наиболее распространенных в конкретно-социологических исследованиях. Это наиболее простая фор ма определения статистической обоснованности вывода о наличии связи между двумя характеристиками (мы ее также широко использовали)1.
Однако данный критерий не указывает ни направление, ни величину (степень) тесноты связи. Более эффективным является корреляционный анализ.
Сравнение выборочной средней с генеральной
Постановки задачи. Производится выборка из генеральной совокуп ности со средним значением а. Выборочная средняя получилась равной х. Существенна ли разница а —х, не было ли тенденциозности при отборе?
Решение. Критерием проверки служит нормированная разность
Т= |
х -а \ |
( 12) |
о
где оа= ^ если мы знаем генеральную дисперсию о2, в противном случае
S
заменяем аона ^ , где S 2— выборочная дисперсия, п—объем выборки
Величина Т распределена по нормальному закону, и вероятность того, что она превысит значение 1,96, равна 0,05, а вероятность того, что эта величина превысит значение 2,58, равна 0,01.
Например. У нас есть распределение по заработной плате рабочей молодежи на заводе «Электросила».
Таблица 5
Средний заработок, |
38 |
50 |
70 |
90 |
1 1 0 |
135 |
175 |
Итого |
руб.) JC, |
|
|
|
|
|
|
|
|
Всей рабочей моло |
|
|
|
|
|
|
|
2698 |
дежи (человек) п. 1 |
28 |
106 |
390 |
1274 |
485 |
337 |
78 |
|
Молодежи, попав |
|
|
|
|
|
|
|
|
шей в выборку |
|
14 |
47 |
58 |
57 |
33 |
7 |
2 2 2 |
(человек) |
6 |
|||||||
о = 97,13; 1 = 96,16. |
В этом |
|
„ 97,13-96,16 |
_ |
|
|
|
|
случае Т= |
— |
- 0,56 < 1,96 — разница |
||||||
незначима. |
|
|
|
1,68 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
1О различных вариантах применения критерия х2 см-: Ф- М ил л с . Статистичес
кие методы. С. 59.
Проверка гипотезы о равенстве двух средних по выборкам большого объема
Постановка задачи. Мы имеем две выборки. В одной из них среднее значение некоторого признака х, в другой — среднее значение этого же признака.у. В общем случае х = у. Можно ли считать, что разница междух и у несущественна и, следовательно, выборки принадлежат к одной и той же генеральной совокупности -или же разница существенна и, значит, выборки принадлежат к разным совокупностям, которые отличаются по средней величине признака?
Решение. Критерием проверки этой гипотезы — разность несущественна
—служит нормированная разность
х-У
Т= 7
о |
(13) |
У -* |
ч
которая распределена так, что вероятность, что Т превысит 1,96, равна 0,05 и вероятность Т > 2,58 равна 0,01. (Т распределена по нормальному закону; х, у — выборочные средние.) В этой формуле
где пх — объем первой выборки; пу — объем второй выборки; ст -
генеральная дисперсия в первой совокупности; CJ2v — генеральная дис
персия во второй совокупности.
Если мы не знаем генеральных дисперсий, то оцениваем их по выбо
рочным дисперсиям S 2 и S 2
Пример. Рассмотрим две группы рабочих — удовлетворенных специ альностью и не удовлетворенных ею. Есть предположение, что удовлетво ренность специальностью связана со стажем. Проверим это предположе ние, сравнив средние значения стажа удовлетворенных и не удовлетво ренных специальностью людей.
Таблица 6
Связь между стажем работы и удовлетворенностью специальностью
Стаж по специаль |
0,40 |
0,75 |
|
|
4,00 |
7,50 |
12,50 |
Итого |
ности (в годах) |
2 , 0 |
0 |
||||||
Удовлетворенные |
|
|
|
|
|
|
|
|
специальностью |
|
|
|
|
|
|
84 |
|
(человек) (пх) |
49 |
52 |
191 |
158 |
233 |
767 |
||
Не удовлетворенные |
|
|
|
|
|
|
|
|
специальностью |
14 |
|
|
|
|
|
|
|
(человек) (//,.) |
18 |
6 6 |
|
47 |
58 |
13 |
216 |
х = 5,05 года |
S] = 13,04 |
= 0,0117 |
|
у = 4,34 года |
S] = |
s i |
|
10,43 |
= 0,048 |
||
|
т_ |
5,05-4,34 |
no |
|
1 |
7 |
— Z , / o . |
|
|
V0,017+0,048 |
Поскольку Г = 2,78 > 2,58, то разница по стажу существенна. Можно считать, что для удовлетворенных специальностью стаж по специальности в среднем выше, чем для неудовлетворенных.
Проверка гипотезы о равенстве двух средних по выборкам малого объема (п < 100 единиц наблюдения)
В этом случае постановка задачи аналогична предыдущей, но способ проверки иной, ибо для данного случая предыдущий способ недостаточ но точен. Критерием проверки служит величина
, =_ J z Z |
L |
n n v( nx+nv- 2) |
||
|
(14) |
|||
yjn S '+2 |
n vSl |
ПX+ 7 2 |
||
V |
Эта величина распределена по закону Стьюдента с числом степеней свободы/ = пх + пу —2, т. е. вероятность того, что t > tq/ равна q. Величина уберется из таблицы «Критерий Стьюдента. Доверительные границы для /с/степенями свободы». Например, при/ = 30 вероятность, что / превы сит величину 2,042, равна 0,05, а 0,01 — это вероятность, что t превысит величину 2,750.
Вообще этим критерием лучше пользоваться и при недостаточно боль ших объемах выборки, поскольку обычно распределения не удовлетворя ют требованиям, предъявляемым к предыдущему критерию.
Пример. Имеем две профессиональные группы, различные по содержа нию труда, проверяем, различаются ли эти группы по уровню образования.
Таблица 7
Различия в уровне образования двух групп по содержанию
Образование
1 -я группа
2 »
класса4 |
5—6классов |
9-7классов |
1-011 |
классов |
Среднее техническое 1 |
Незакончен ноевысшее |
Высшее |
1п, |
|
S 2 |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
X |
0 |
3 |
17 |
14 |
1 1 |
1 |
46 |
чел. |
9,4 |
2 , 8 8 |
|
1 |
6 |
24 |
1 |
2 |
7 |
2 |
— 52 |
чел. |
8 , 8 |
3,09 |
|
|
9,4-8,8 |
|
1( 46+52-2 >46^52 м |
|
|
|
|||
|
746-2,88+52-3,09 V |
46+52 |
|
|
|
|