КОНТРОЛЬ В КОРРЕЛЯЦИОННЫХ ИССЛЕДОВАНИЯХ
Давайте теперь, основываясь на описанных двух работах, рассмотрим общую проблему контроля в корреляционных исследованиях. Проблема здесь та же, что и в активных экспериментах, — систематическое смешение с побочной переменной. Однако в корреляционном исследовании мы не можем активно организовать контрольные условия, а вместо этого должны воспользоваться статистическим контролем смешения. Мы не будем начинать с групп, одинаковых по другим переменным, а постараемся по ходу дела уравнять группы по этим переменным. Уравнивание групп в корреляционных исследованиях производится двумя способами.
Подбор пар испытуемых. В случае если число испытуемых невелико, чаще всего применяется индивидуальный подбор пар. В исследовании психологической приспособленности это вылилось бы в подбор пар хорошо и плохо приспособленных испытуемых, которые были бы сходны по интеллекту родителей и социально-экономическому положению. Допустим, что нам удалось бы найти 50 таких пар. В этом случае между группами уже не было бы различий по названным двум побочным переменным.
Данный метод связан с двумя трудностями. Во-первых, если побочная переменная и в самом деле существенна, то при подборе групп должна обнаружиться диспропорция в количестве хорошо и плохо приспособленных. Так, большинство хорошо приспособленных испытуемых могут происходить из семей с высоким социально-экономическим положением. И это создаст трудности для нахождения большого числа уравненных пар: среди испытуемых с высоким социально-экономическим положением будет слишком мало тех, у кого плохая психологическая приспособленность. Эта трудность станет особенно серьезной, если мы попытаемся уравнять индивидов не но одной, а по нескольким побочным переменным. Число соответствующих пар очень резко сократится. Теоретически никогда нельзя быть уверенным, что проконтролированы все значимые побочные переменные. Практически мы крайне ограничены в числе переменных, которые действительно можем проконтролировать.
Во-вторых, вторая трудность тесно связана с первой — это непредставительность выделенных для исследования испытуемых. Предположим, что для высокоприспособленного индивида характерно иметь родителей интеллигентных, с высоким социально-экономическим положением, а также с хорошей собственной психологической приспособленностью. Однако большая часть таких испытуемых будет отвергнута в процессе составления пар. В то же время это будут те самые испытуемые, чьи родители применяли хорошие способы воспитания. Таким образом, процедура уравнивания может нивелировать влияние процессов воспитания.
Итак, метод подбора пар несет в себе две опасности: мы можем осуществить недостаточный контроль и мы можем переусердствовать с контролем. Недостаточный контроль приведет к тому, что будет упущена значимая побочная переменная, а избыточный контроль — к тому, что диапазон изменений действительной независимой переменной будет ограничен.
Составление однородных подгрупп
В связи с тем, что исследование влияния порядка рождения на интеллект проводилось на очень большом числе испытуемых, в нем не было необходимости составлять индивидуально уравненные пары. Вместо этого были составлены однородные подгруппы, которые были уравнены по всем переменным, кроме одной, интересующей исследователей. Так, различие между вторым и пятым ребенком могло сравниваться внутри однородных подгрупп семей, содержащих пять детей, шесть детей, семь детей и т. д. Если бы этого не делалось, сравнивались бы все дети, родившиеся вторыми, со всеми пятыми детьми, то произошло бы смешение с величиной семьи. Ведь пятые дети есть только в больших семьях, тогда как второй ребенок есть и в большой, и в маленькой семье.
Основанием для образования подгрупп могли бы быть также и другие переменные, имеющие шанс оказаться значимыми, но опущенные в данном исследовании, например возраст матери и др. Это лучше всего было бы сделать после распределения испытуемых по группам на основании численности семьи. Так, например, в семьях с пятью детьми можно было сравнить между собой детей — от первого до пятого включительно — только таких, матери которых достигли к моменту их рождения 23 лет. Точно так же сравнение могло быть сделано между детьми для 24-летних матерей и т. д. И если влияние порядка рождения на интеллект исчезло бы при сохранении постоянным возраста матери, то мы должны были бы признать, что имели дело с эффектом не порядка рождения, а возраста матери. Более вероятно, конечно, что порядок рождения скажется на различиях между испытуемыми, даже если возраст матери, и обнаружит свой самостоятельный вклад.
Переменную брачного стажа тоже можно «проконтролировать с помощью однородных подгрупп. Такие подгруппы можно было бы образовать для одно-, двух-, трехлетнего стажа и т. д. к моменту рождения исследуемого ребенка.
Если для различных однородных подгрупп обнаруживается различное влияние интересующей нас переменной, то это может привести нас к более глубокому пониманию механизмов действия данной переменной. Давайте возьмем влияние только очередности рождения как таковое вне связи с возрастом матери или брачным стажем. На рис. 9.2(б) мы видим реальные примеры различного влияния этой переменной. Для подгруппы «интеллигенция» наклон кривой оказывается достаточно крутым. То же самое — для подгрупп «рабочие». Однако для подгруппы «работники сельского хозяйства» график оказывается более пологим.
Это, конечно, говорит о том, что существует взаимодействие между влиянием социального положения и влиянием порядка рождения на показатель интеллекта. В предыдущей главе мы уже встречались с примерами взаимодействия. И нет ничего удивительного, что оно обнаруживается в корреляционных исследованиях так же, как и в активных экспериментах. Для вычисления основного результата действия и взаимодействий мы можем использовать тот же самый тип таблиц.
В табл. 9.3 приводятся соответствующие данные для двух уровнем социального положения (однородные подгруппы) и двух уровней порядка рождения (1 и 9). Элементами таблицы являются средние значения показателей интеллекта для данной подгруппы. Вы должны помнить, что наилучшая садика интеллекта была равна 1, а наихудшая — 6. Основной результат действия «порядка рождения», как видите, равен величине 0,59, а результат действия социального положения — 0,67. Взаимодействие «порядок рождения и социальное положение» равно достаточно ощутимой величине — 0,26.
Таблица 9.3. Основные результаты действия порядка рождения и социального положения на показатель интеллекта и взаимодействие этих эффектов
Возможно, что взаимодействие стало бы еще больше, если бы из «работников сельского хозяйства» мы исключили владельцев больших механизированных ферм и земельных управляющих, оставив только сельскохозяйственных рабочих. Возможно также, что в этом случае вообще не наблюдалось бы падения показателя интеллекта в связи с порядком рождения. Иначе говоря, возможно, что порядок рождения — фактор не универсальный, а действующий скорее в городских семьях или, несколько шире, в семьях, не занятых сельским хозяйством. Но уже приведенные данные заставляют учитывать указанное взаимодействие при любом объяснении влияния порядка рождения. Эту информацию о взаимодействии оказалось возможным получить потому, что контроль основывался на методе однородных подгрупп. В случае же использовании метода подбора пар такая информация оказывается недоступной.
Возможное объяснение этого взаимодействия заключается в том, что новый член семьи более «желанен» в семье с небольшим, маломеханизированным хозяйством, чем в других семьях. На маленькой ферме каждый новый ребенок представляет собой экономическую ценность. В других же местах новый ребенок означает новые обязанности и еще большую тесноту. Поэтому для сельской семьи восьмой ребенок вполне может быть желанным, но для городской семьи это мало вероятно. Возможно, что накапливающееся влияние желательности или нежелательности ребенка к 19-летнему возрасту проявляется в показателе интеллекта.
Теоретически у родителей можно выяснить, хотели они данного ребенка или нет. Допустим, что мы это сделали. Тогда мы сможем выделить в группах семей с одним и тем же количеством детей однородные подгруппы желанных и нежеланных детей, для каждого номера в очередности рождения. Допустим далее, что между вторым и пятым ребенком в семьях с пятью детьми нет различия, если они попадают в одну и ту же подгруппу желанных или нежеланных. Тогда вполне можно заключить, что влияние порядка рождения оказалось ослаблено в связи с тем, что пятые дети были такими же желанными, как и вторые.
Однако совсем не обязательно делать такой вывод. Вспомним, что в корреляционном исследовании мы имеем дело только с корреляциями — и это тоже одна из корреляций. Возможно, что сельская жизнь менее изматывает, чем городская. Горожанин в общем более утомлен, и поскольку с появлением ребенка связаны новые заботы и новые усилия, понятно его нежелание нового ребенка. Здоровый фермер не чувствует этих опасений. Поздний ребенок в городской семье будет страдать от недостатка энергии у родителей, а в сельской семье этого не произойдет. Таким образом, основу эффекта порядка рождения составят не различия в желательности-нежелательности, а скорее величина энергии родителей, которая лишь коррелирует с желанием завести нового ребенка.
Итак, благодаря методу составления однородных подгрупп в корреляционных исследованиях оказывается возможным многосторонний контроль. Тем не менее мы никогда не можем знать, действительно ли данный фактор-предпосылка влияет на выбранный поведенческий показатель. Как и в случае подбора пар испытуемых, у нас нет способа узнать, учтены ли все значимые побочные переменные. Более того, когда мы наконец свели наблюдаемый эффект к той переменной, которая кажется решающей, нее еще остается возможность, что реальным детерминантом поведения была какая-то другая коррелирующая с ней переменная. Эта трудность и породила известное высказывание, что корреляцию не следует путать с причинностью.
|
