Проверяемый текст
Трещев Александр Михайлович. Становление профессионально-субъектной позиции будущего учителя (Диссертация 2001)
[стр. 207]

(О • т = ЪсЧрРр + аР) р=‘ некоррелированными между собой не только характерные (Ц), но и общие факторы (Рр), что делает справедливыми следующие соотношения: 207 т • (2) р=1 т ®‘к! ~ ®кр®1р (3) Р=1 где , акРарфакторные нагрузки р-го фактора соответственно на )-и, к-й и 1-й признаки, коэффициент корреляции между к-м и 1-м признаками.
В правой части соотношения (2) стоят квадраты факторных нагрузок.
Каждое
слагаехмой определяет обусловленную соответствующим фактором долю дисперсии наблюдаемого признака, т.е.
вся дисперсия может быть разделена на две части: дисперсию, обусловленную наличием общих факторов (сумму квадратов общих факторов принято называть общностью), и дисперсию, обусловленную вариацией характерного фактора (квадрат нагрузки характерного фактора обычно называют характерностью).
Из соотношения (3) следует, что коэффициент корреляции между двумя любыми исходными признаками выражается через факторные нагрузки общих факторов.

Таким образом, факторы могут интерпретироваться в качестве латентных признаков, детерминирующих значения наблюдаемых признаков и обусловливающих наличие корреляции между ними.
Применяя факторный анализ к результатам, полученным с помощью теста «Двадцати высказываний» М.
Куна и Т.

Макпартлэнда, опросника самоотиошений В.В.
Столина, приходим к необходимости определения всех
[стр. 353]

* Результаты исследования самосознания на втором, а особенно на третьем году обучения были подвергнуты факторному анализу.
Ввиду того, что факторный анализ в его классическом варианте применим лишь для количественных данных (факторы предполагаются непрерывными и имеющими нормальное распределение), мы установили в рамках введенной линейной нормальной модели факторного анализа П! 11 =Иа Ш^г + 61Р / ( I ) РЯ ‘ некоррелированными между собой не только характерные (Ц), но и общие факторы (Рр), что делает справедливыми следующие соотношения: пт = (2) р= ) г» =Е°л о)Р=1 где аР , акра!р факторные нагрузки р-го фактора соответственно на )-и, к-й и 1-й признаки, ок1коэффициент корреляции между к-м и 1-м признаками.
В правой части соотношения (2) стоят квадраты факторных нагрузок.
Каждое
слагаемое определяет обусловленную соответствующим фактором долю дисперсии наблюдаемого признака, т.с.
вся дисперсия может быть разделена на две части: дисперсию, обусловленную наличием общих факторов (сумму квадратов общих факторов принято называть общностью), и дисперсию, обусловленную вариацией характерного фактора (квадрат нагрузки характерного фактора обычно называют характерностью).
Из соотношения (3) следует, что коэффициент корреляции между двумя любыми исходными признаками выражается через факторные нагрузки общих факторов.

353 конкретных активизирующих методов профессионального и личностного самоопределения ( Н.С.
Пряжииков, Е.Л.
Климов и др.)

[стр.,354]

354 » Таким образом, факторы могут интерпретироваться в качестве латентных признаков, детерминирующих значения наблюдаемых признаков и обусловливающих наличие корреляции между ними.
Применяя факторный анализ к результатам, полученным с помощью теста «Двадцати высказываний» М.
Куна и Т.

Макпартэнда, модифицированного варианта цветового теста отношений, опросника самоотношений В.В.
Столица, «Мой будущий ученик какой он?» приходим к необходимости определения всех факторных нагрузок, которые в совокупности можно рассматривать как матрицу факторных нагрузок.
Мы решали эту задачу на основе соотношений (2) и (3), в которые подставляем корреляции, определяемые по исходным данным.
Вместе с тем из анализа соотношений (2) и (3) можно сделать вывод, что существует бесконечно много матриц факторных нагрузок, удовлетворяющих этим соотношениям и получаемых одна из другой в результате специальных преобразований (так называемых ортогональных вращении) системы факторов.
Неоднозначность решения задачи нахождения матрицы факторных нагрузок обусловливает существование достаточно большого числа специальных способов поиска одного из допустимых решений (метод главных факторов, метод максимального правдоподобия, канонический факторный анализ факторный анализ и др.).
Матрицы факторных нагрузок, получаемые в результате применения тех или иных методов факторного анапиза, определяются содержащимися в их вычислительных процедурах ограничениями на возможные комбинации искомых нагрузок (как предпосылки для нахождения единственного решения).
Поэтому с формальной точки зрения различные решения эквивалентны в том смысле, что они удовлетворяют в рамках постулируемой факторной модели всем ее исходным предположениям.
Б то же время при содержательной интерпретации эти решения могут оказаться существенно различными.
11ри факторизации реатьных данных в качестве критерия отбора матриц, соответствующих таким решениям, мы исходили из требования дости

[Back]