100 Подставляя в равенство (*) значения пх=54; пу= 49; S*=15,53; £*=15,898; х=40,28; у = 49,35, получаем значение t~ 11,6. Сравнивая вычисленное значение с критическим tm;i.a на любом уровне значимости (из числа традиционно используемых в математической статистике), заключаем, что гипотеза Но отвергается. Следовательно, принимается гипотеза Hi и неравенство у > х является статистически значимым. Заметим, что использованный критерий устойчив при умеренных отклонениях от нормальности исходного распределения. О требовании непрерывности исходных распределений можно заметить, что количество правильных ответов одного офицера определяется количеством знаний офицера, которое можно считать величиной с непрерывным распределением. Этап интерпретации включает и анализ разработанного лабораторного практикума, где особое внимание было уделено решению двух задач: выделению основных этапов познавательной деятельности офицера ФСБ в процессе выполнения лабораторного практикума; определению степени взаимодействия офицеров на различных этапах учебно-познавательной деятельности при выполнении ими лабораторных занятий. В ходе проведения опытно-экспериментальной апробации результатов эксперимента установлено, что приблизительно у 2/3 офицеров повысилась познавательная активность, более половины проявили склонность к совершенствованию качества самообразования. Можно с большой степенью вероятности утверждать, что применение спроектированного в диссертационном исследовании спецкурса вызывает у офицеров службы безопасности дополнительный интерес к познанию, адаптируя их к современным технологиям, использованию измери |
238 Для проверки гипотезы Но используем статистику t= у -X \ п^-п. ' ^ ^ Поскольку, в силу Центральной Предельной Теоремы, распределение выборочного среднего из любой совокупности с конечной дисперсией асимптотически нормально, а объемы выборок Пх=54, Пу=49 достаточно велики, статистика t имеет t-распределение с Пх+Пу2=101 степенью свободы, предполагаем, что гипотеза верна [150]. Следовательно, по заданному уровню значимости а и числу степеней свободы m в таблицах t-распределения можно найти такое значение что p{t>t„,^_„)=а [86;47]. Например, при « = 0,05 и т=101 tioi:o.95=l,660, при а =0,025 и т=101 tioi:o.975=^984. Если вычисленное значение t больше критического значения tm;i-a) ТО на уровне значимости а гипотеза Но отвергается, а принимается альтернативная гипотеза Н]. Подставляя в равенство (*) значения Пх=54; Пу= 49; 5^=15,53; 5^=15,898; х= 40,28; >;= 49,35, получаем значение /«11,6. Сравнивая вычисленное значение с критическим \.тл-л на любом уровне значимости (из числа традиционно используемых в математической статистике), заключаем, что гипотеза HQ отвергается. Следовательно, принимается гипотеза Н] и неравенство у >х является статистически значимым. Заметим, что использованный критерий устойчив при умеренных отклонениях от нормальности исходного распределения [104]. О требовании непрерывности исходных распределений можно заметить, что количество правильных ответов одного офицера опреде 239 ляется количеством знаний офицера, которое можно считать величиной с непрерывным распределением. Так что дискретность количества правильных ответов связана не с природой самой величины, а со способом ее измерения. Этап интерпретации включает и анализ разработанного двухуровневого варианта выполнения лабораторного практикума, где особое внимание было уделено решению двух задач: выделению основных этапов познавательной деятельности офицера ФСБ в процессе выполнения лабораторного практикума; определению степени взаимодействия офицеров на различных этапах учебно-познавательной деятельности при выполнении ими лабораторных занятий. Эксперимент по выявлению ответа на поставленные задачи был проведен в виде опроса на анкету (прил.б). Анкета помогла установить динамику роста познавательной деятельности офицеров на лабораторном практикуме. Прежде чем использовать анкету, экспертам было предложено оценить ее валидность. Полученные результаты приведены в табл.14 Таблица 14 Номер вопроса Номер эксперта Сумма поло жительных голосов, % |