Методы статистической обработки результатов

Статистическая обработка результатов исследования проводилась на компьютере с использованием программного пакета SPSS Statistics 22.

Полученные эмпирическим путем данные были проанализированы с использованием следующих методов:

1. Методы описательной статистики: проверка на нормальность распределения шкал и пунктов сконструированной методики, выявление средних показателей, стандартных отклонений, дисперсии, частотный анализ.

2. Корреляционный анализ: вычисление коэффициентов линейной корреляции Пирсона c выбранными для валидизации методиками и оценка уровней их значимости p.

3. Методы оценки надежности: коэффициент Альфа Кронбаха для проверки надежности как внутренней согласованности методики, коэффициент корреляции Пирсона для проверки методики на одномоментность и проверки ретестовой надежности.

4. Факторный анализ: метод максимального правдоподобия, вращение варимакс с нормализацией Кайзера (для проверки конструктной валидности разработанной методики).

 

Глава 3. Апробация методики «Профессиональная идентичность студентов»

В период с февраля 2017 по апрель 2017 года нами был обследован 361 студент. Данное количество испытуемых включает в себя студентов 1 курса Института реабилитации и дефектологического образования РГПУ им. А. И. Герцена (N=153) и студентов 2 курса факультетов гуманитарной направленности РГПУ им. А. И. Герцена (N=208).

 

3.1. Описательные статистики по показателям методики «Профессиональная идентичность студентов»

На первом этапе анализа нами были выявлены описательные статистики для каждой из выборок. Результаты анализа представлены в таблицах 1.1 и 1.2.

Таблица 1.1

Описательные статистики по показателям студентов 1 курса Института реабилитации и дефектологического образования РГПУ им. А. И. Герцена (N=153)

	N	Мин.	Макс.	Сред. знач.	Станд. откл.	Асимметрия	Эксцесс
Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Станд. ошибка	Стат.	Станд. ошибка
достигнутая		41,00	95,00	72,0523	9,86474	-0,423	0,196	0,081	0,390
мораторий		31,00	96,00	59,0915	13,43863	0,297	0,196	-0,520	0,390
предрешенная		34,00	85,00	56,7124	10,36103	0,314	0,196	-0,072	0,390
диффузная		29,00	80,00	51,3399	10,48443	0,124	0,196	-0,500	0,390

Как видно из данной таблицы, согласно значениям ассиметрии и эксцесса, распределение по каждой из шкал является близким к нормальному, поскольку значения не превышают их ошибку репрезентативности в 3 и более раз. Также из вышеприведенной таблицы видно, что показатель ассиметрии по каждой из шкал <0,5, что свидетельствует, что ассиметрия не обладает высокой значимостью [4]. Можно также отметить, что наибольший показатель среднего значения приходится на шкалу «достигнутая идентичность». Это свидетельствует о том, что, согласно полученным данным, у большинства респондентов, вошедших в эту выборку, преобладают высокие показатели по шкале «достигнутая идентичность». Шкальные показатели нормальности распределения для данной выборки более наглядно продемонстрированы на рисунке 1.

Рисунок 1

Проверка на нормальность распределения каждой из шкал по показателям студентов 1 курса Института реабилитации и дефектологического образования РГПУ им. А. И. Герцена (N=153)

 

 

Теперь рассмотрим описательные статистики по показателям выборки, состоящей из студентов 2 курса.

Таблица 1.2

Описательные статистики по показателям студентов 2 курса факультетов гуманитарной направленности РГПУ им. А. И. Герцена (N=208)

	N	Мин.	Макс.	Сред. знач.	Станд. откл.	Асимметрия	Эксцесс
Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Стат.	Станд. ошибка	Стат.	Станд. ошибка
достигнутая		32,00	93,00	68,9808	11,49205	-0,380	0,169	-0,263	0,336
мораторий		22,00	94,00	63,1250	15,01348	-0,251	0,169	-0,627	0,336
предрешенная		24,00	81,00	51,4183	10,48639	0,133	0,169	-0,030	0,336
диффузная		23,00	87,00	52,2019	12,59582	0,367	0,169	-0,069	0,336

Во второй выборке также показатели ассиметрии и эксцесса свидетельствуют о распределении, близком к нормальному. При этом мы видим, что показатель среднего значения также, как и для первой выборки, наиболее высок по шкале «достигнутая идентичность». При этом высокие показатели также наблюдаются и по шкале «мораторий». Шкальные показатели нормальности распределения для данной выборки более наглядно отражены на рисунке 2.

 

 

Рисунок 2

Проверка на нормальность распределения каждой из шкал по показателям студентов 2 курса факультетов гуманитарной направленности РГПУ им. А. И. Герцена (N=208)

 

 

Нормальность распределения обеих выборок свидетельствует о том, что в дальнейшем возможно использование параметрической статистики.

Частотное распределение выраженности статусов идентичности у студентов 1 и 2 курса отражено в Приложении 6.

 

3.2. Оценка надежности методики «Профессиональная идентичность студентов»

Психометрическая оценка надежности полученных данных по методике «Профессиональная идентичность студентов проводилась согласно следующим критериям:

- оценка самосогласованности методики (проверка на одномоментность);

- оценка надежности как внутренней согласованности;

- оценка надежности как воспроизводимости результатов (ретестовая надежность);

Для того, чтобы оценить внутреннюю самосогласованность (одномоментность) опросника «Профессиональная идентичность студентов», были вычислены коэффициенты интеркорреляций между ее шкалами: «достигнутая идентичность», «мораторий», «предрешенная идентичность», «диффузная идентичность». Результаты интеркорреляций представлены в таблице 2.

Таблица 2 Матрица интеркорреляций между шкалами опросника «Профессиональная идентичность студентов», N=361   достигнутая мораторий предрешенная диффузная достигнутая   -0,399** 0,471** -0,528** мораторий -0,399**   -0,177** 0,652** предрешенная 0,471** -0,177**   -0,203** диффузная -0,528** 0,652** -0,203**

Примечание: корреляция Пирсона, ** - Корреляция значима на уровне p<0,01 (двухсторонняя).

Из данной таблицы видно, что показатели по всем шкалам имеют значимую корреляцию на уровне значимости p<0,01. При этом данные по шкале «достигнутая идентичность» имеют отрицательную значимую корреляцию с данными по шкалам «мораторий» и «диффузная идентичность». Это подтверждает соответствие пунктов, входящих в шкалу «достигнутая идентичность», характеристике статуса достигнутой идентичности. При этом показатели по данной шкале имеют значимую положительную корреляцию с показателями по шкале «предрешенная идентичность». Это может объясняться во многом схожими особенностями между статусами достигнутой и предрешенной идентичности. В связи с тем, что обследование проводилось на выборке студентов, можно предположить, что обследуемые в силу возрастных и социальных особенностей, не всегда могли четко определить, было ли их профессиональное самоопределение сформировано самостоятельно или же сформировалось благодаря влиянию извне. Показатели по шкале «мораторий» отрицательно коррелируют с показателями по шкале «предрешенная идентичность» и имеют высокую положительную корреляцию с данными по шкале «диффузная идентичность». Это свидетельствует о схожести характеристик шкал «мораторий» и «диффузная идентичность». Высокие показатели, набранные испытуемыми по обеим шкалам, будут свидетельствовать о стадии перехода от полной профессиональной неопределенности к пониманию необходимости выбора и стремлению его совершить.

Таким образом, можно выделить четкую связь между шкалами «достигнутая идентичность» и «предрешенная идентичность», которые отрицательно коррелируют с «мораторием» и «диффузной идентичностью».

Далее нами проводилась оценка надежности как внутренней согласованности пунктов методики «Профессиональная идентичность студентов». Она вычислялась путем вычисления коэффициента α-Кронбаха. Полученный коэффициент α-Кронбаха=0,792, что является высоким показателем внутренней согласованности [2].

Далее нами была проведена проверка согласованности пунктов внутри каждой из шкал. Результаты представлены в таблице 3.

 

Таблица 3

Проверка межпунктовой согласованности внутри каждой из шкал методики «Профессиональная идентичность студентов», N=361

шкала	коэффициент α-Кронбаха
достигнутая	0,825
мораторий	0,877
предрешенная	0,797
диффузная	0,820

Показатели коэффициентов α-Кронбаха свидетельствуют о высокой межпунктовой согласованности внутри каждой из шкал. Следовательно, методика обладает высоким уровнем надежности как внутренней согласованности.

В последующем нами была проведена проверка ретестовой надежности методики. В повторном тестировании приняли участие 262 респондента. Результы проверки на воспроизводимость результатов представлены в таблице 4.

Таблица 4

Результаты проверки ретестовой надежности, N=262

	достигнутая (ретест)	мораторий (ретест)	предрешенная (ретест)	диффузная (ретест)
достигнутая	0,797**	-0,399**	0,404**	-0,517**
мораторий	-0,397**	0,846**	-0,176**	0,594**
предрешенная	0,426**	-0,216**	0,769**	-0,195**
диффузная	-0,566**	0,609**	-0,157*	0,814**

Примечание: корреляция Пирсона, ** - Корреляция значима на уровне p<0,01 (двухсторонняя).

Согласно полученным корреляциям, можно подтвердить, что ретестовая надежность методики является удовлетворительной, поскольку коэффициенты корреляций шкал превышают требуемый минимальный показатель надежности 0,7.

Согласно приведенным выше данным, шкалы «мораторий» и «диффузная идентичность» обладают высоким уровнем воспроизводимости показателей >0,8.

Таким образом, можно заключить, что методика «Профессиональная идентичность студентов» обладает достаточным уровнем ретестовой надежности.

 

3.3. Оценка валидности методики «Профессиональная идентичность студентов»

Для определения конвергентной валидности нами были вычислены коэффициенты корреляций (Пирсона) полученных результатов по методике «Профессиональная идентичность студентов» с результатами следующих методик: методика «Мотивация обучения в вузе» (Т. И. Ильина), методика изучения профессиональной идентичности (МИПИ) (Л. Б. Шнейдер), «Тест смысложизненных ориентаций (СЖО)» (Д. А. Леонтьев), тест «Кто Я?» (М. Кун, Т. Макпартленд; модификация Т. В. Румянцевой), самооценка по каждому из статусов идентичности.

Результаты корреляционного анализа шкал опросника «Профессиональная идентичность студентов» и шкал методики «Мотивация обучения в вузе» Т. И. Ильиной. Согласно нашей гипотезе, показатели по шкале «достигнутая идентичность» должны высоко коррелировать с показателями по шкалам «приобретение знаний» и «овладение профессией». Результаты для корреляционного анализа отображены в таблице 5.

 

Таблица 5

Матрица корреляций показателей шкал опросника «Профессиональная идентичность» и показателей шкалам методики «Мотивация обучения в вузе» Т. И. Ильиной, N=361

	приобретение знаний	овладение профессией	получение диплома
достигнутая	0,317**	0,498**	0,116*
мораторий	-0,108*	-0,536**	-0,079
предрешенная	0,202**	0,324**	0,361**
диффузная	-0,242**	-0,467**	-0,161**

Примечание: Корреляция Пирсона, двухсторонняя. ** - корреляция значима на уровне p<0,01, * - корреляция значима на уровне p< 0,05

Как видно из корреляционной матрицы, данные по шкале «достигнутая идентичность» высоко коррелируют с показателями по шкале «приобретение знаний» и «овладение профессией» (корреляция значима на уровне p<0,01) [45]. Это подтверждает гипотезу о том, что данная шкала разрабатываемого нами опросника действительно отражает выраженность статуса достигной идентичности у испытуемых. Из данных следует, что высокая выраженность статуса достигнутой идентичности сопровождается стремлением к овладению профессией (коэффициент корреляции=0,498) и приобретению знания (коэффициент корреляции=0,317). Мотивация к получению диплома также характерна для данного статуса идентичности (коэффициент корреляции=0,116), однако стоит лишь на третьем месте в иерархии мотивации обучения в вузе.

При этом показатели по шкале «мораторий» имеют отрицательные значимые корреляции с данными по шкалами «овладение профессией»(коэффициент корреляции= - 0,536) и «получение знаний» (коэффициент корреляции= - 0,108) методики Т. И. Ильиной. Это пдтверждает характеристику данной шкалы, согласно которой студенты, находящиеся в статусе «мораторий» уделяют больше внимания получению знаний о других профессиях и профессиональных областях, нежели углублению собственных навыков и умений относительно специальности, которой они обучаются в вузе.

Кроме того, мы видим, что показатели по шкале «предрешенная идентичность» наиболее сильно коррелирует с показателями по шкале «получение диплома» (значимая корреляция=0,361). Данный коэффициент корреляции подтверждает тот аспект предрешенного статуса профессиональной идентичности, который указывает на стремление к получению «формального» образования, а не к получению реальных знаний в изучаемой профессиональной области.

Показатели по шкале «диффузная идентичность» имеют отрицательную значимую корреляцию с показателями всех шкал опросника «Мотивация обучения в вузе» Т. И. Ильиной. Данное наблюдение указывает на то, что ни «получение знаний», ни «овладение профессией», ни «получение диплома» не входят в систему мотивации для студентов, у которых сильно выражен диффузный статус профессиональной идентичности.

Таким образом, можно сделать вывод, что данные результаты корреляции подтверждают тот факт, что статус профессиональной идентичности студента и мотивы его обучения в вузе связаны определенным образом. Отраженные в корреляционных матрицах характеры их связи дают возможность предположить, что разрабатываемая нами методика действительно способна определить статус профессиональной идентичности студента.

Также в рамках исследования валидность опросника проверялась с помощью самооценки испытуемых. Студентам были предложены четыре описания, соответствующие каждому из статусов профессиональной идентичности. Им было необходимо оценить каждое описание по шкале от 1 до 5, где 1 – «совсем не похоже на вас», 5 – «полностью похоже на вас». Коэффициенты корреляции показателей по шкалам опросника «Профессиональная идентичность студентов» и показателей самооценки отражены в таблице 6.

Таблица 6

Матрица корреляций показателей шкал опросника «Профессиональная идентичность» и показателей по самооценке испытуемых, N=361

	самооценка «достигнутая»	самооценка «мораторий»	самооценка «предрешенная	самооценка «диффузная
достигнутая	0,621**	-0,342**	-0,147**	-0,379**
мораторий	-0,563**	0,675**	0,220**	0,280**
предрешенная	0,304**	-0,207**	0,326**	-0,168**
диффузная	-0,547**	0,431**	0,206**	0,494**

Примечание: Корреляция Пирсона, двухсторонняя. ** - корреляция значима на уровне p<0,01, * - корреляция значима на уровне p<0,05

Как видно из приведенной выше таблицы, наибольшие положительные значимые корреляции выявлены между показателями по каждой из шкал и их аналогии в методике на исследование самооценки. Это свидетельствует о том, что выраженность статуса по методики «Профессиональная идентичность студентов» совпадает с самооценкой самих испытуемых. При этом стоит обратить внимание на то, что наибольший коэффициент положительной корреляции обнаружен по показателям статуса «мораторий». Из полученных данных следует, что выраженность данного статуса идентичности испытуемым было наиболее просто оценить. Также шкала «предрешенная» имеет значимую положительную корреляцию с самооценкой «достигнутая». Это может свидетельствовать о схожести характеристик данных двух статусов идентичности, которые студенты не всегда могут отличить друг от друга. К тому же, на данный показатель могло повлиять и псевдопозитивное представление испытуемых о собственном статусе профессиональной идентичности. Показатели по шкале «диффузная» также высоко коррелируют с показателями по самооценке «мораторий», что может указывать на схожесть данных шкал опросника.

Кроме того, для исследования конвергентной валидности разрабатываемого опросника была проведена корреляция с показателями по шкалам методики «Тест смысложизненных ориентаций (СЖО)» Д. А. Леонтьева. Данная методика была выбрана для проверки валидности исходя из положения о том, что уровень профессиональной идентичности студента зависит от уровня общей осмысленности его жизни. Результаты корреляции представлены в таблице 7.

Таблица 7

Матрица корреляций показателей шкал опросника «Профессиональная идентичность» и показателей по шкалам методики «Тест смысложизненных ориентаций (СЖО)» Д. А. Леонтьева, N=361

	цели в жизни	процесс жизни	рез-т жизни	локус контроля Я	локус контроля жизнь	осмысл. жизни
достигнутая	0,475**	0,279**	0,328**	0,550**	0,435**	0,485**
мораторий	-0,518**	-0,268**	-0,279**	-0,507**	-0,319**	-0,430**
предрешенная	0,240**	0,190**	0,201**	0,238**	0,176**	0,251**
диффузная	-0,546**	-0,319**	-0,332**	-0,589**	-0,423**	-0,533**

Примечание: Корреляция Пирсона, двухсторонняя. ** - корреляция значима на уровне p<0,01, * - корреляция значима на уровне p<0,05

Как видно из приведенной таблицы, показатели по шкале «достигнутая идентичность» высоко коррелируют с показателями по всем шкалам методики СЖО. Это подтверждает, что шкала «достигнутая» диагностирует выраженность статуса достигнутой профессиональной идентичности. Таким образом, подтверждается предположение о том, что если у студента сформированы цели в жизни, он доволен процессом жизни, своими достижениями, чувствует, что может контролировать себя и управлять собственной жизнью, то, вероятнее всего, он обладает высоким статусом профессиональной идентичности.

Показатели по шкалам «мораторий» и «диффузная идентичность» отрицательно коррелируют со всеми шкалами методики СЖО. Данные результаты также подтверждают предположение о том, что пункты шкал «мораторий» и «диффузная идентичность» отражают содержание соответствующих статусов. Поскольку для человека с выраженным статусом «диффузной идентичности» или «моратория» характерно отсутствие определенных целей, удовлетворенности процессом и результатом жизни, отсутствие чувства контроля над собой и своей жизнью.

Также студентам предлагалось пройти «Методику изучения профессиональной идентичности (МИПИ)», разработанную Л. Б. Шнейдер. Отметим, что, в отличие от предыдущих методик, имеющих формы опросника, данная методика построена по принципу прямого и цепного ассоциативного теста. Она представляет собой набор слов-стимулов, из которых испытуемому необходимо выбрать те слова, которые имеют отношение к нему и его профессиональной жизни. Помимо основных четырех статусов профессиональной идентичности в методике Шнейдер также имеется шкала «псевдопозитивная» идентичность. Результаты корреляции показателей по шкалам опросника «Профессиональная идентичность студентов» с показателями по данной методике представлены в таблице 8.

Таблица 8

Матрица корреляций показателей шкал опросника «Профессиональная идентичность» и показателей по «Методике изучения профессиональной идентичности (МИПИ)» Л. Б. Шнейдер, N=361

	достигнутая (МИПИ)	мораторий (МИПИ)	преждевременная (МИПИ)	диффузная (МИПИ)	псевдопозитивная (МИПИ)
достигнутая	0,185**	0,113*	-0,284**	-0,049	0,050
мораторий	-0,181**	-0,021	0,227**	0,117*	-0,155**
предрешенная	0,142**	0,122*	-0,171**	-0,083	-0,030
диффузная	-0,130*	-0,107*	0,296**	0,117*	-0,176**

Примечание: Корреляция Пирсона, двухсторонняя. ** - корреляция значима на уровне p<0,01, * - корреляция значима на уровне p<0,05

Из приведенной таблицы видно, что показатели по переменным «достигнутая» обеих методик имеют значимую корреляцию между собой на уровне p<0,01. При этом показатели по шкале «мораторий» разрабатываемого опросника отрицательно коррелируют с показателями по шкале «достигнутая» (коэффициент корреляции=-0,181) и положительно со шкалой «преждевременная» (коэффициент корреляции=0,227) МИПИ. Показатели по переменной «диффузная» положительно корреллируют с данными по переменным «преждевременная» и «диффузная» МИПИ, отрицательно – с показателями по переменным «достигнутая» и «псевдопозитивная» МИПИ. При этом показатели по шкале «предрешенная» методики «Профессиональная идентичность студентов» коррелируют отрицательно с показателями по шкале «преждевременная» методики Л.Б. Шнейдер и положительную значимую корреляцию имеют со шкалой «достигнутая». Поскольку переменная «преждевременная» МИПИ коррелирует с показателями по шкалам «диффузная» и «мораторий», можно предположить, что данная переменная в методике Л. Б. Шнейдер имеет иные критерии, нежели в разрабатываемом нами опроснике. Обратим внимание на то, что показатели по шкалам «мораторий» и «диффузная идентичность» иимеют отрицательные значимые корреляции с показателями по шкале «псевдопозитивная идентичность». Это еще раз подтверждает, что характеристики данных шкал являются схожими.

Данное различие в корреляциях между шкалами опросников может иметь содержательный характер, в частности, об этом свидетельствует различие в названиях статусов. В нашей трактовке статус, отражающий навязанную извне и принятую идентичность, имеет обозначение «предрешенный», то есть, решенный заранее, предопределенный (в переводе c английского foreclosure - лишенный права выкупа). В трактовке Л.Б. Шнейдер данный статус имеет временную характеристику, поскольку она называет его «преждевременным».

Кроме того, нами не были обнаружены данные о проверке конструктивной валидности методики Л. Б. Шнейдер. Таким образом, можно предположить, что причинами выявленного различия между показателями может являться различие критериев для определения статуса профессиональной идентичности. К тому же, имеются различия по средним значениям, полученным в ходе настоящего исследования (среднее значение, полученное нами, равно 2,6) и показателей, полученных Л. Б. Шнейдер для группы студентов (сред. знач. =1,57 – 1,62) [46]. Все это свидетельствует о различиях изучаемых характеристик в данных методиках.

Далее проверим зависимость между показателями по шкалам опросника «Профессиональная идентичность студентов» и количеством описаний, полученных по методике «Кто Я?» (М.Кун, Т.Макпартленд; модификация Т.В.Румянцевой). Данные результаты представлены в таблице 9.

Таблица 9

Матрица корреляции между показателями шкал опросника «Профессиональная идентичность студентов» и количеством описаний, данных по методике «Кто Я?» (М. Кун, Т. Макпартленд; модификация Т.В.Румянцевой)

шкала	количество описаний (Кто Я?)
достигнутая	0,272**
мораторий	-0,107*
предрешенная	0,017
диффузная	-0,211**

Примечание: Корреляция Пирсона, двухсторонняя. ** - корреляция значима на уровне p<0,01, * - корреляция значима на уровне p<0,05

Полученные коэффициенты корреляций свидетельствуют о том, что показатели по шкале «достигнутая идентичность» влияют на количество описаний, характеризующих испытуемых. Следовательно, чем сильнее выражен данный статус, тем больше описаний может человек дать, и наоборот. Это свидетельствует также об уровне рефлексии, который взаимосвязан с преобладающим статусом профессиональной идентичности. Например, если у студента наиболее высокие показатели по шкале «достигнутая», то и уровень рефлексии у него является высоким, что диагностирует количество данных им описаний себя. И, напротив, студенты, обладающие диффузным статусом профессиональной идентичности, дают меньшее количество ответов, что может свидетельствовать о низком уровне способности к рефлексии (мы можем наблюдать отрицательную значимую корреляцию между показателями по шкале «диффузная» и количеством описаний по методике «Кто Я?»).

Проведя ряд корреляций показателей по шкалам методики «Профессиональная идентичность студентов» с показателями по шкалами других методик, можно заметить, что шкалы сконструированного нами опросника образовали две группы, схожие по характеристикам. В одной из них шкалы «достигнутая идентичность» и «предрешенная идентичность», а в другой – «мораторий» и «диффузная идентичность». Можно сказать, что исследуемые нами аспекты идентичности, такие как – характер мотивации к обучению в вузе, умение оценить уровень собственной профессиональной идентичности, различные аспекты осмысленности жизни – для статусов в каждой из групп являются схожими.

Для того, чтобы определить конструктную валидность методики «Профессиональная идентичность студентов», мы использовали эксплораторный факторный анализ, метод максимального правдоподобия, вращение варимакс с нормализацией Кайзера [30]. Данный вид факторного анализа был выбран согласно наличию технической возможности.

Перед проведением факторного анализа нами была проведена проверка данных на приемлемость для проведения данного вида анализа. Для этого были оценены показатели по мере выборочной адекватности Кайзера-Мейера-Олкина (КМО), которая указывает на то, насколько успешно факторизуются данные на основе корреляции (для проведения факторного анализа данный показатель должен быть не менее 0,60) и критерию сферичности Бартлетта, согласно которому корреляция между данными должна существенно отличаться от нуля (по данному критерию значение p-уровня должно составлять меньше 0.05). КМО составила 0,872, а по критерию Бартлетта уровень p<0,05. Эти показатели подтверждают, что проведение факторного анализа для данной выборки является приемлемым [9].

Для проведения факторного анализа был выбран метод максимального правдоподобия, метод вращения – варимакс. Согласно графику собственных значений [Приложение 7] нами было выделено 4 фактора, объясняющих в сумме 30,8 % общей дисперсии. Факторная матрица отражена в таблице 10 (в таблицу включены только пункты, которые превышают минимальный уровень нагрузки, равный 0,38).

Таблица 10

Результаты 4-х факторного анализа по методике «Профессиональная идентичность студентов», N=361

№ пункта опросника	Фактор 1	Фактор 2	Фактор 3	Фактор 4
r2=13,590%	r2=7,007%	r2=5,640%	r2=4,537%
	0,656
		0,436
	0,753
		0,407
	0,593
				0,634
	-0,426	0,454
		0,455
		0,395
	0,399
	0,502
	0,522
				0,510
	-0,534
		0,418
	0,415
	0,627
			0,391
			0,508
	0,380
			-0,392
	-0,645	0,392
	0,780
		0,441
				0,618
	-0,595
		0,402
		0,415
				0,500
	0,618		0,432
	0,431
	0,386
		0,388
			-0,413
			0,399
		0,523
	0,698
		0,409
			0,516
		0,403
	0,446		0,481
				0,463
		0,420
	0,586
	-0,717	0,407
	0,454
				0,651
			0,479
			0,576
	0,384		0,445
		0,417
			0,483
				0,656
	0,745
	0,685
	0,600
	0,656

Примечание: метод максимального правдоподобия, вращение варимакс, r²- процент объясненной дисперсии.

Как мы видим из факторной таблицы, четкого разделения пунктов на факторы, согласно присутствующим в методике шкалам не наблюдается. Факторный нагрузки показывают силу связи каждого из пунктов с данным фаткором [41].

Таким образом, в первый фактор с положительным показателем вошли пункты, соответствующие следующим шкалам: 44 – «достигнутая идентичность»; 1, 6, 8, 13, 17, 24, 29, 32, 41, 43, 53, 73, 77, 78, 79 – «мораторий»; «предрешенная идентичность» никак не выражена; 16, 23, 58, 63, 66, 80 – «диффузная идентичность». Соответственно, можно заключить, что в первый фактор были сгруппированы, в основном, пункты из шкал «мораторий» и «диффузная идентичность».

Во второй фактор вошли следующие пункты: 3, 7, 10, 12, 20, 31, 33, 46, 54, 64 – «достигнутая идентичность»; 52, 54 – «мораторий»; 11, 37, 38, 62, 74 – «предрешенная идентичность»; «диффузная идентичность» никак не выражена. То есть, во втором факторе сгруппировано больше всего пунктов, принадлежащих шкалам «достигнутая идентичность» и «предрешенная идентичность».

Третий фактор включил пункты: 26, 28, 50, 55, 70, 75 – «диффузная идентичность»; 41, 69, 73 – «мораторий.

Четвертый фактор составил следующие пункты: 9, 18, 34, 39, 59, 67, 76 – все они соответствуют шкале «предрешенная идентичность».

Исходя из результатов данного анализа, можно сделать вывод, что наше предположение о группировке показателей по шкалам «достигнутая идентичность» и «предрешенная идентичность» с одной стороны, и показателей по шкалам «мораторий» и «диффузная идентичность» - с другой, имеет основания. Как мы видим, только четвертый фактор отражает всего одну шкалу, все остальные – включают в себя, за исключением нескольких пунктов, утверждения из двух похожих по характеристикам шкал.

Исходя из этого, нами было принято решение провести двухфакторный анализ с целью проверки гипотезы о наличии в методике только двух выраженных факторов, которые отражают ответы испытуемых. Общий процент объясненной дисперсии составил 23,4%. Результаты двухфакторного анализа представлены в таблице 11 (в таблицу включены только пункты, которые превышают минимальный уровень нагрузки, равный 0,38).

Таблица 11

Результаты 2-х факторного анализа по методике «Профессиональная идентичность студентов», N=361

№ пункта опросника	Фактор 1	Фактор 2
r2=14,753%	r2=8,695%
	0,607
		0,430
	0,750
	0,618
	-0,441	0,535
		0,419
		0,396
	0,510
	0,555
	-0,531
		0,452
	0,402
	0,618
		0,386
	-0,610	0,429
	0,722
		0,442
	-0,555	0,480
		0,492
		0,568
	0,714
	0,438
	0,384
		0,398
		0,519