|
yt среднее арифметическое значение преобразованных рангов /-го показателя. При этом для оценки средней согласованности мнений экспертов по каждой подгруппе показателей используется коэффициент конкордации (W), который изменяется от нуля (отсутствие согласия во мнениях экспертов) до единицы (полное согласие). В свою очередь при наличии в матрице (2.7) связанных рангов, его целесообразно рассчитывать по формуле [6]: s2W = — -Л 2 *(7И3 (2.20) где п —число экспертов, т —число показателей в группе. В формуле (2.20) величина 7} определяется для каждого столбца (т. е. для каждого эксперта) следующим образом: 1) если ву-ом столбце нет связанных рангов, то 7}=0; 2) если ву-ом столбце имеются связанные ранги, то 1 ^ =Т9 (2.21) ^ р*\ где Qj количество групп связанных рангов ву-ом столбце, tpчисло связанных рангов в р-о& группе. Для оценки статистической значимости коэффициента конкордации необходимо использовать критерий согласия %2 (критерий Пирсона), который вычисляется по формуле [6]: Z2= —■и ш-(н,+1) 1— Ут, ' (2 .22) 12 m l у*1 о Расчетные значение % сравнивают с табличным при выбранном уровне значимости (3 и числе степеней свободы f = m -l. Гипотеза о наличии согласия между специалистами принимается в том случае если %2р>%\ . При этом %2Т определяется из таблицы распределения Пирсона. 92 |
4 91 лей можно считать достаточно надежными только при условии достаточной согласованности оценок специалистов, для чего производится исследование вариабельности их мнений (шаг 8). Для этого рассчитывается коэффициент вариации для каждого /-го показателя по формуле [223, С. 285]: где <у(—среднее квадратичное отклонение оценок экспертов для /-ого показателя; у, среднее арифметическое значение преобразованных рангов /'-го показателя. При этом для оценки средней согласованности мнений экспертов по каждой подгруппе показателей используется коэффициент конкордации (АЛО, который изменяется от нуля (отсутствие согласия во мнениях экспертов) до единицы (полное согласие). В свою очередь при наличии в матрице (2.7) связанных рангов, его целесообразно рассчитывать по формуле [220]: где п —число экспертов, т — число показателей в группе. В (2.18) величина 3} определяется для каждого столбца (т. е. для каждого эксперта) следующим образом: 1) если ву'-ом столбце нет связанных рангов, то 7}=0; 2) если в у'-ом столбце имеются связанные ранги, то где 0, количество групп связанных рангов ву'-ом столбце, —число связанных рангов вр-ой группе. 92 Для оценки статистической значимости коэффициента конкордации О необходимо использовать критерий согласия % (критерий Пирсона), который вычисляется по формуле [220]: •п •т ■(т + 1 ) ----------т 1 Расчетные значение %2 сравнивают с табличным при выбранном 1 уровне значимости Р и числе степеней свободы f = ш-1. Гипотеза о наличии согласия между специалистами принимается в том случае если ^ 5Ст• при этом Хт определяется из таблицы распределения Пирсона. Результаты обработки опроса и оценка согласованности мнений экспертов на основании вышеизложенного алгоритма представлены в приложении 5. Согласно полученным расчетам коэффициента вариации, отражающего согласованности мнений экспертов при балльной оценке каждого показателя, его значение по технологическому потенциалу изменяется от 0,177 до 0,390 при среднем значении 0,268. В свою очередь относительно технико-экономических показателей конкурентного потенциала, коэффициент вариации изменялся от 0,162 до 0,398, а среднее значение коэффициента составляет 0,289. Исходя из этого, можно говорить о наличии высокой согласованности мнений экспертов в своих оценках. Необходимо обратить внимание на оценку согласованности мнений экспертов по оценке взаимосвязи показателей каждой функциональной подгруппы исследования с использованием коэффициента конкордации и критерия %. В этой связи, отметим, что расчетные значения критерия %2 при 4 степенях свободы и заданном уровне значимости —5 % превышают его табличное значение 9,488 . Следовательно, полученные значения коэффициента конкордации по каждой подгруппе показателей есть величины не неслучайные, они действительно характеризуют наличие опреде* |