Уровни толерантности у различных социально – демографических групп студентов МГИМО

А) Проверю силу связи:

Symmetric Measures
		Value	Approx. Sig.
Nominal by Nominal	Phi	,266	,000
	Cramer's V	,188	,000
N of Valid Cases		464

Коэффициент Крамера составляет 0,188, что говорит о средней силе связи.

Б) Направленность связи проверяется с помощью коэффициента лямбда:

Переменная E4.1.a может быть определена как более информативная, чем D4.a

В) Проверю, насколько устойчива выявленная связь.

 

Symmetric Measures
Год опроса			Value	Approx. Sig.
2002	Nominal by Nominal	Phi	,295	,000
		Cramer's V	,209	,000
	N of Valid Cases		303
2007	Nominal by Nominal	Phi	,285	,042
		Cramer's V	,201	,042
	N of Valid Cases		161

 

Хотя сила связи несколько уменьшилась (коэффициент Крамера сократился с 0,209 в 2002 году до 0,201 в 2007 году), статистическая зависимость сохраняется и в 2002, и в 2007 году. Значимость в 2002 и 2007 не превышает допустимых значений.

Вывод: Гипотеза подтверждается. Существует обратная связь между отношением к возможности сотрудничества с людьми старшего возраста и отношением к высказыванию «опыт старшего поколения не годится в сегодняшней жизни». Связь достаточно устойчива, хоть и несколько утратила силу за 4 года.

Гипотеза №2

1) Существует статистическая зависимость между отношением к чужому мнению и курсом студентов (A2.a by Е6.а), где курс – независимая переменная, отношения к чужому мнению – зависимая переменная.

Следствие из этой гипотезы может звучать так: старшекурсники более толерантны к чужому мнению в силу возраста и приобретенного опыта, младшекурсники, наоборот, относятся к отличному от их мнению более агрессивно.

 

Chi-Square Tests
	Value	df	Asymp. Sig. (2-sided)
Pearson Chi-Square	2,995a	2	,224
Likelihood Ratio	3,001	2	,223
Linear-by-Linear Association	,246	1	,620
N of Valid Cases	451
a. 0 cells (,0%) have expected count less than 5. The minimum expected count is 36,92.

Уровень значимости превышает 0,05 и составляет 0,224, что говорит  о подтверждении нулевой гипотезы.

Вывод: она не подтвердилась, статистически значимой связи между курсом и терпимостью к чужим мнениям нет.

2) Выяснив, что связи между курсом и коммуникативной нет. Можно сделать новое предположение, чтобы выявить, что же влияет на толерантность студентов к чужому мнению. Предположу, что созданная методом логического квадрата переменная Е6аF8 (отношение к чужому мнению, сгруппированное по полу) зависит от года опроса.

 

 

 

 

 

 

 

Отношение к чужому мнению в зависимости от пола студентов * Год опроса Crosstabulation
			Год опроса		Total
			2002	2007
Отношение к чужому мнению в зависимости от пола студентов	Юноши, не стремящиеся понять чужое мнение	Count	23	18	41
		% within Отношение к чужому  мнению в зависимости от пола  студентов	56,1%	43,9%	100,0%
		% within Год опроса	10,5%	14,8%	12,0%
	Юноши,понимающие и взаимодействующие с чужим мнением	Count	100	52	152
		% within Отношение к чужому  мнению в зависимости от пола  студентов	65,8%	34,2%	100,0%
		% within Год опроса	45,5%	42,6%	44,4%
	Девушки, не стремящиеся понять чужое мнение	Count	16	18	34
		% within Отношение к чужому  мнению в зависимости от пола  студентов	47,1%	52,9%	100,0%
		% within Год опроса	7,3%	14,8%	9,9%
	Девушки, понимающие ивзаимодействующие с чужим мнением	Count	81	34	115
		% within Отношение к чужому  мнению в зависимости от пола  студентов	70,4%	29,6%	100,0%
		% within Год опроса	36,8%	27,9%	33,6%
Total		Count	220	122	342
		% within Отношение к чужому  мнению в зависимости от пола  студентов	64,3%	35,7%	100,0%
		% within Год опроса	100,0%	100,0%	100,0%

 

 

Chi-Square Tests
	Value	df	Asymp. Sig. (2-sided)
Pearson Chi-Square	7,639a	3	,049
Likelihood Ratio	7,453	3	,059
Linear-by-Linear Association	1,488	1	,223
N of Valid Cases	342
0 cells (,0%) have expected count less than 5. The minimum expected count is 12,13.

Значимость находится  на границе с допущенным значением. Но значимость равная 0,049 позволяет нам опровергнуть нулевую гипотезу и утверждать наличие связи между отношением к чужому мнению, полом студентов и годом опроса.

 

Необходимо проверить силу выявленной связи, для этого используется коэффициент Крамера:

 

Symmetric Measures
		Value	Approx. Sig.
Nominal by Nominal	Phi	,149	,049
	Cramer's V	,149	,049
N of Valid Cases		342

Сила связи не очень  высокая и составляет 0,149.

 

Для того чтобы определить направленность связи, использую коэффициент лямбда: из представленной таблицы можно сделать вывод, что переменная «отношение к чужому мнению в зависимости от пола» более информативная, чем «год опроса».

Так как переменная год  опроса уже была использована, в качестве контрольной – была взята переменная A3 «cпециализация».

 

Symmetric Measures
а3. Специализация			Value	Approx. Sig.
Запад	Nominal by Nominal	Phi	,217	,049
		Cramer's V	,217	,049
	N of Valid Cases		167
Восток	Nominal by Nominal	Phi	,114	,531
		Cramer's V	,114	,531
	N of Valid Cases		170

 

Обнаруженная ранее связь  «ломается» (теряет статистическую значимость) у студентов, выбравших восточную специализацию. Следовательно, нельзя утверждать о ее устойчивости.

 

Вывод:  гипотеза подтверждается. Между отношением к чужому мнению, полом и годом опроса действительно наблюдается связь. Несмотря на это, выявленная связь не очень сильная и сохраняется только для студентов, выбравших западную специализацию.

 

Гипотеза №3

Существует связь между  полом респондентов и их отношению  к высказыванию: «В нашей жизни очень важно бороться до победы над политическими оппонентами, соперниками». Другими словами, в зависимости от пола уровни политической толерантности могут изменяться (F8 by D1.6.a, где пол - независимая переменная, а отношение к высказыванию - зависимая).

Следствие из выдвинутой гипотезы: возможно, мужчины более склонны бороться с политическими оппонентами, а женщины, напротив, обладают большей политической толерантностью.

 

Chi-Square Tests
	Value	df	Asymp. Sig. (2-sided)
Pearson Chi-Square	6,497a	2	,039
Likelihood Ratio	6,524	2	,038
Linear-by-Linear Association	5,843	1	,016
N of Valid Cases	464
a. 0 cells (,0%) have expected count less than 5.

 

Итак, здесь уровень значимости = 0,039, что не превышает допустимое значение, а также доля ожидаемых частот не превышает 20% (и составляет 0%). Это позволяет опровергнуть нулевую гипотезу и подтверждает существование связи между полом и политической толерантностью. Так, у женщин направленность на политическую борьбу с оппонентами проявляется в меньшей степени, чем у мужчин.

А) Необходимо проверить силу выявленной связи, используя коэффициент Крамера:

 

Symmetric Measures
		Value	Approx. Sig.
Nominal by Nominal	Phi	,118	,039
	Cramer's V	,118	,039
N of Valid Cases		464

 

Коэффициент Крамера составляет 0,118, что говорит о невысокой  силе связи. Несмотря на это, статистическая зависимость прослеживается.

Б) Для того чтобы определить направленность связи, используем коэффициент лямбда:

Переменная «отношение к  высказыванию:…» более информативная, чем переменная «ваш пол» в данном случае.

В) Чтобы проверить, насколько устойчива выявленная связь, была введена контрольная переменная «год опроса». 

Symmetric Measures
Год опроса			Value	Approx. Sig.
2002	Nominal by Nominal	Phi	,136	,042
		Cramer's V	,136	,042
	N of Valid Cases		303
2007	Nominal by Nominal	Phi	,115	,342
		Cramer's V	,115	,342
	N of Valid Cases		161

 

Переменная неустойчива, статистическая связь сохраняется  только в 2002 году.

Вывод по гипотеза №3: Гипотеза подтверждается, хотя выявленная связь и оказалась слабой, а для 2007 г. выявленная связь и вовсе не является статистически значимой.

Гипотеза №4

Можно предположить, что существует зависимость между  формой обучения (договорная или бюджетная) и уровнем толерантности по имущественному признаку. То есть в зависимости от формы обучения ответы на вопрос «возможно ли взаимопонимание и сотрудничество между людьми богатыми и бедными?» могут разниться (F9 by D3.a, где F9-независимая переменная, D3.а - зависимая).

Следствие из этой гипотезы может звучать так: студенты-договорники  обладают большей экономической толерантностью, а студенты-бюджетники – меньшей.

Итак, построим таблицу сопряженности  этих двух переменных:

 

Chi-Square Tests
	Value	df	Asymp. Sig. (2-sided)
Pearson Chi-Square	,449a	2	,799
Likelihood Ratio	,462	2	,794
Linear-by-Linear Association	,195	1	,659
N of Valid Cases	459
a. 0 cells (,0%) have expected count less than 5. The minimum expected count is 14,03.

 

Однако моя гипотеза не подтвердилась, уровень значимости превышает допустимое значение (составляет 0,799>0,05).

Вывод по гипотезе №4:Статистической зависимости между формой обучения и уровнем имущественной толерантности не наблюдается. И бюджетники, и договорники примерно одинаково оценивают возможность сотрудничества между людьми бедными и богатыми.

Гипотеза №5.

Можно предположить, что  существует зависимость между формой обучения (договорная или бюджетная) и уровнем межпоколенческой толерантности. То есть существует связь между формой обучения и оценками возможности сотрудничества между молодежью и людьми старшего возраста (F9 by d4.a , f9- независимая переменная, d4.a – зависимая).

Возможно, бюджетники обладают большей толерантностью к людям  старшего возраста, чем студенты, обучающиеся  на договоре.

 

Chi-Square Tests
	Value	df	Asymp. Sig. (2-sided)
Pearson Chi-Square	6,456a	2	,040
Likelihood Ratio	5,640	2	,060
Linear-by-Linear Association	4,190	1	,041
N of Valid Cases	463
a. 1 cells (16,7%) have expected count less than 5. The minimum expected count is 2,71.