Тема 6. Планування експерименту - О. І. Бондарчук експериментальна психологія курс лекцій

Тема 6. Планування експерименту

Під плануванням експерименту в психології розуміють забезпечен­ня умов його проведення у відповідності із бездоганним експеримен­том. Логіка планування базується на індуктивних висновках, які сто­суються можливості розгляду незалежної змінної як фактора, що обу­мовлює експериментальний ефект.

При цьому, згідно з підходом Дж. Мілля, розглядають дві схеми, найпоширеніші у практиці експериментування.

^ Метод згоди.

Якщо дві сукупності змінних викликають один і той самий ефект У, то він обумовлений спільною для цих груп змінною X:

якщо (А, В, Х)^Уі (С, В, Х)=ї У, тоХ^У.

Метод розрізнення.

Якщо група змінних, що містить фактор X, викликає ефект У, а та ж група без фактора І'призводить до негативного ефекту (-¥), то У обумовлений X:

якщо (А, В, С, X) =>У г (А, В, С) => (-¥), тоХ=ї¥[4].

Планування експерименту спрямоване як нарозв 'язання змістових проблем — конкретизацію й операціоналізацію незалежної, залежної і додаткової змінних, так і на вибір процедури дослідів з метою реаліза­ції зазначеного індуктивного висновку щодо причинної обумовле­ності залежної змінної У незалежною змінною X.

У зв'язку з цим виокремлюють відповідні форми планування. Зок­рема, змістове планування передбачає:

• обґрунтування конструктної й операціональної валідності експе­рименту;

65

Наприклад, у дослідженнях мотивації як базисного процесу за умови співвіднесення її особливостей з факторами ситуації план екс­перименту буде передбачати саме реалізацію відповідних факторів-ситуацій для актуалізації цього феномена. Якщо ж мотивація пов'язу­ється з властивими особистості диспозиціями, план експерименту буде передбачати насамперед підбір груп таким чином, щоб забезпе­чити функціональний контроль цих мотиваційних диспозицій [8].

Формальне планування спрямоване на вибір схеми, тобто плану ор­ганізації впливу незалежної змінної на залежну. План у цьому кон­тексті представляє логічну схему, яка визначає характер і порядок різ­них фаз експерименту, кількість дослідів, контроль факторів, що за­грожують валідності експерименту, тощо. Тут, згідно з Р. Готтсданке-ром, аналізується:

66

ний вимір результату дії незалежної змінної (і взаємодії незалежних змінних у факторних експериментальних схемах);

• чи досягається найкраща репрезентативність реального експери­
менту в порівнянні з мисленним, бездоганним експериментом [1].

Формальне планування часто поєднується з обґрунтуванням досто­вірності або значущості отриманих емпіричних результатів. Тут важ­ливо визначити, чи потрібне статистичне рішення, чи експеримен­тальний ефект "б'є в очі" (йдеться про експеримент, у якому очікуєть­ся настільки велика різниця між умовами, що статистичне рішення не потрібне).

У разі встановлення необхідності статистичного рішення, коли пе­редбачається наявність відносно невеликої, але стійкої різниці між умовами, визначається, яким чином буде оцінюватися експеримен­тальний ефект (за якими мірами зв'язку і відмінності), яким буде міні­мальний ефект, достатній для судження про значущість відмінностей (зв'язків), а також ймовірність помилки 1-го і 2-го роду (або альфа- і бета-рівень) [1; 2; 4].

Слід зауважити, що взагалі планування експерименту можливе за таких умов'.

67

Типи планування виокремлюють:

Простий план, або план для однієї незалежної змінної, може бути реалізований у трьох варіантах. ^ Перший варіант — план із попереднім і підсумковим тестуванням: передтест — експериментальний вплив — посттест (табл. 4). За цим планом можливе здійснення чіткого контро­лю внутрішньої валідності за рахунок зіставлення результатів експери­ментальної і контрольної груп. Водночас за такого плану існує загроза артефакту через вплив результатів тестування на досліджуваних і, отже, змішування тестового й експериментального впливу. Це обумов­лено тим, що зміст тестових і експериментальних завдань, як правило, подібний (оскільки в тестуванні вимірюється залежна змінна) і, отже, можлива сенсибілізація — підвищення чутливості досліджуваних до експериментального впливу. Крім того, джерелом артефактів може стати неодночасність тестування в обох групах одним експериментато­ром. Цей ефект неодночасності вимірювання частково долається в ре­зультаті рандомізації, коли досліджуваних з експериментальної і конт­рольної груп тестують у випадковому порядку.

^ Таблиця 4 План із попереднім і підсумковим тестуванням






Передтест

Посттест

Експериментальна група

О1

О2

Контрольна група

ОЗ

О4

Тут порівнюють 1) О1 і О2, 2) ОЗ і О4, 3) О2 і О4 (наприклад, за ^-критерієм Стьюдента чи /-критерієм Фішера). Вплив незалежної змінної констатується, коли перша різниця є значущою, друга є незна­чущою, третя є значущою.

Оскільки для таких планів існує загроза зовнішньої валідності, іноді використовують другий варіант плану — план для двох рандомі-зованих груп із тестуванням після впливу, коли групи вирівнюються за

технікою рандомізації, після чого здійснюється експериментальний вплив:

експериментальна група (ЕГ): ^ КХОІ;

контрольна група (КГ): К О2,

де К — рандомізація, X— експериментальний вплив, О1 і О 2 — тестування експериментальної і контрольної груп відповідно.

Тут, оскільки попереднє тестування відсутнє, попереджено прояв ефекту взаємодії тестування і змісту експериментального впливу. У цьому випадку виникає інша проблема: оскільки вихідний рівень за­лежної змінної невідомий, важко оцінити силу впливу (що не підхо­дить для експериментів, наприклад, у педагогічній психології, коли, скажімо, необхідно оцінити ефекти научіння). Крім того, рандоміза­ція не гарантує абсолютну правильність відбору досліджуваних в ек­вівалентні групи [2].

Ці недоліки враховуються в плані Р. Соломона, який об'єднує два зазначених плани [3]. За цим планом беруться дві контрольні групи і дві експериментальні, в одній парі проводять попереднє тестування, а в іншій — ні:

ЕГ1:КО1ХО2;

КГ1:ДОЗ О4;

ЕГ2: К X О5;

КГ2: К Об.

Тут можна виявити взаємодію тестування і експериментального впливу шляхом порівняння О2 і О4 з О5 і Об відповідно. Сам експери­ментальний вплив може бути перевірений шляхом порівняння резуль­татів посттестів О2 і О5 з одного боку, з результатами посттестів О4 і Об — з другого.

Вплив неекспериментальних подій може бути проаналізований шляхом порівняння різниці передтесту і посттесту в КГ1. Якщо в да­ній групі спостерігаються зміни, то це може свідчити про те, що навіть за відсутності експериментального впливу існують інші, неексперимен-тальні фактори, які сприяють змінам у поведінці досліджуваних. Уто­чнити вплив ефектів природного розвитку, фону в цілому можна, по­рівнюючи Об і О1, Об і ОЗ.

Д. Кемпбелл спростив запропоновані Р. Соломоном порівняння, звівши дані до такої схеми (табл. 5):

69

^ Таблиця 5

Схема дослідження експериментального впливу за планом Д. Кемпбелла [3]



^ Попереднє тестування

Вплив є

Впливу нема

проводилося

О2

О4

не проводилося

О5

Об

За цією схемою порівняння середніх у стовпчиках за допомогою дисперсійного аналізу дозволяє зробити висновок про вплив незалеж­ної змінної на залежну.

Слід зауважити, що для зазначених планів можна встановити вплив незалежної змінної, але не його якісні характеристики, форму залежності між незалежною і залежною змінною. Останнє можна ви­явити, якщо використати системний експериментальний план, за яким обирається кілька рандомізованих груп, кожній з яких пропо­нується свій рівень незалежної змінної (при цьому вибирається стільки експериментальних груп, скільки є рівнів незалежної змінної). На­приклад:

ЕГ1:Д;ПО1;

ЕГ2: В. XIО2;

КГ: К ОЗ,

де ХИХ2 — рівні незалежної змінної X. При цьому в даному випа­дку контрольну групу розглядають як експериментальну, для якої рі­вень незалежної змінної Х=0.

^ Факторний план передбачає перевірку впливу на залежну змінну кількох незалежних змінних. За такими планами, як правило, переві­ряються не тільки можливості впливу кожної з незалежних змінних, а й як кожна з незалежних змінних впливає одна на одну, тобто визна­чається взаємодія змінних (що можливо, наприклад, за дисперсійним аналізом Фішера). Для цього у факторному плані передбачається по­єднання рівнів незалежної змінної один із одним. Кількість цих поєд­нань визначає кількість експериментальних груп [1].

Наприклад, для двох незалежних змінних А і В, кожна з яких має два рівні: А1 і А2, В\ і В2, можливі 4 поєднання цих змінних (табл. 6), яке потребує 4 еквівалентні групи досліджуваних.

70

^ Таблиця 6

Факторний план для двох незалежних змінних із двома рівнями кожна (план 2x2)






А\

А2

в\

1

2

В2

3

4

Використання такого плану має певні переваги. Наприклад, у до­слідженні впливу очікування досліджуваного на час його реакції П. Фресс визначив як незалежні змінні час очікування (змінна А) і умо­ви очікування (змінна В). Рівнями цих незалежних змінних було визна­чено:

А\ — короткий час очікування (20 с);

А2 — довге очікування (60 с);

В\ — нейтральні умови очікування;

В2 — умови очікування "зі страхом" (очікування неприємної для досліджуваних процедури).

При вивченні впливу очікування на час реакції за умови нейтраль­ного очікування й очікування "зі страхом" можна встановити вплив тривалості очікування і характеру очікування. Крім того, як видно з табл. 6, такий план дає можливість зменшити кількість груп (оскіль­ки, якщо варіювати тільки одну змінну, необхідно перевірити А1ЇА2 за умови В\, потім за умови В2, а також В\ і В2 за умови А1 та за умо­ви А2, тобто необхідно було б здійснити 8 дослідів і, отже, без зазна­ченого плану необхідно було б 8 груп, а не 4) [7].

Важливо, що результати, отримані за таким планом, дають мож­ливість зробити більш широкі висновки. Наприклад, перегрупувавши результати, ми отримуємо можливість перевірити:

Існує також можливість визначити взаємодію незалежних змінних, коли дія однієї з них на залежну змінну залежить від значення іншої. Наприклад, можна виявити, чи залежить характер очікування від тривалості очікування або чи очікування "зі страхом" по-різному впливає на час реакції залежно від часу очікування. Це можна встано­вити, порівнюючи порядок відмінності між 1 і 2 з відмінностями між З

71

і 4. Якщо ці відмінності одного порядку — взаємодії нема, якщо різ­ного — є.

Слід зауважити, що вже для трьох незалежних змінних навіть тільки з двома рівнями кожна необхідно вже значно більше експери­ментальних груп. Наприклад, якщо в зазначеному дослідженні нас, крім часу і умов очікування, буде цікавити вплив особистіших харак­теристик досліджуваних (зокрема, рівень тривожності), необхідно буде вже до участі в дослідженні залучити 2x2x2 = 8 груп (табл. 7).

^ Таблиця 7

Факторний план для трьох незалежних змінних (2x2x2)



Природа очікування

Очікування

Низький рівень тривожності

Високий рівень тривожності

нейтральне очікування

короткочасне

1

2

тривале

3

4

очікування "зі страхом"

короткочасне

5

6

тривале

7

8

Загалом, для двох незалежних змінних, що мають К і Т рівнів від­повідно, необхідно КхТтруп (і, відповідно, КхТклітин плану), а для трьох змінних, що мають, відповідно, К, Т, М рівнів, необхідно /Гх7><Мгруп.

Очевидно, що було б бажано спростити процедуру дослідження, зменшивши кількість груп, але зберігши підхід факторного експери­менту. Це можливо за умови використання планів за методом латин­ського і греко-латинського квадрата.

Планування за методом латинського квадрата передбачає, що кож­на пара рівнів незалежної змінної має реалізовуватися тільки один раз. Наприклад, для трьох змінних із трьома рівнями змінних кожна в звичайному факторному плані необхідно було б 3x3x3 = 27, тоді, як для даного виду планування необхідно всього 9 груп (табл. 8).

^ Таблиця 8

Планування за методом латинського квадрата






К\

К2

ю

71

МІ

М2

мз

ТІ

МІ

МЗ

МІ

73

мз

МІ

МІ

72

Тут К1, К2, КЗ — модальності (рівні) першої змінної К; МІ, М2, МЗ — модальності другої змінної М; ТІ, Т2, ТЗ — модальності третьої змінної Т. Для попереднього прикладу експерименту П. Фресса таблицю можна перетворити за латинським квадратом таким чином (табл. 9).

^ Таблиця 9 План експерименту П. Фресса за методом латинського квадрата [7]






Низький рівень тривожності (О)

Високий рівень тривожності (С2)

Очікування

нейтральне (51)

короткочасне очікування (ЛІ)

довготривале очікування 042)

"зі страхом" (52)

довготривале очікування 042)

короткочасне очікування (ЛІ)

При цьому можна використовувати одних і тих самих досліджува­них, якщо не існує загрози ефектів послідовності, й еквівалентні гру­пи, якщо така загроза існує.

Планування за методом греко-латинського квадрата дає змогу до­слідити вплив чотирьох незалежних змінних, використовуючи мініма­льно можливу кількість груп. Для цього в плані за латинським квад­ратом до кожної латинської букви приєднують грецьку, яка відпові­дає значенням четвертої незалежної змінної. Розподіл грецьких букв відбувається за тим самим правилом, що й розподіл латинських, тоб­то є повним у кожному рядку і стовпчику, з'являючись у кожному з них тільки один раз (табл. 10).

^ Таблиця 10 План за методом греко-латинського квадрата






К\

К2

АЗ

ТІ

МШ

М2(3

мзу

ТІ

М2у

мза

МІ(3

73

мз(3

міу

М2а

Тут К1, К2, КЗ — модальності першої змінної К; МІ, М2, МЗ — модальності другої змінної М; ТІ, Т2, ТЗ — модальності третьої змінної Т; а, |3, у— модальності четвертої змінної.

73

Отже, всі факторні плани ґрунтуються на одному принципі: пере­групування окремих результатів і порівняння їх із сукупністю інших результатів, що дає можливість виявити взаємодію змінних. У розгля­нутих планах, як правило, використовуються міжгрупові схеми порів­няння, коли різні групи досліджуваних підлягають впливу різних екс­периментальних умов. У цьому разі порівняння результатів стає мож­ливим за умови використання еквівалентних груп.

Водночас у цьому випадку неможливо встановити, яким чином впливають незалежні змінні на залежну, тобто встановити функціо­нальну залежність між ними.

З метою встановлення функціональної залежності між змінними необхідно спланувати експеримент таким чином, щоб усі його учас­ники отримали всі рівні впливу незалежної змінної, тобто використа­ти схему кросіндивідуального порівняння або, по-іншому, ротаційний план [1; 2; 3]. Такі плани будуються за методом латинського квадрата, але у рядках тут позначені групи досліджуваних, по стовпчиках — рів­ні впливу першої незалежної змінної І', а в клітинках таблиці — рівні впливу другої незалежної змінної У(табл. 11).

^ Ротаційний план для двох незалежних змінних (схема кросіндивідуального порівняння)

Таблиця 11






Рівні незалежної змінної X

Групи

XI

XI

ХЗ

1

¥\

72

73

2

72

73

71

3

73

71

72

Аналізуючи суми даних за стовпчиками, можна визначити відмін­ності залежної змінної при різних рівнях незалежної змінної ^ X. Пере­писавши план щодо рівнів незалежної змінної ¥ і аналізуючи відповід­ні дані, можна визначити відмінності залежної змінної при різних рів­нях незалежної змінної ¥.

Аналіз даних за рядками показує відмінності між групами дослід­жуваних. При цьому, якщо групи є рандомізованими, відмінностей у значеннях за рядками не повинно бути. Якщо ж склад групи є до­датковою змінною, то його за таким планом можна проконтролю­вати [2].

Проблемою цього плану є неможливість уникнення ефекту научін-ня внаслідок тренування досліджуваних. До того ж за цим планом

74

важко контролювати зовнішню валідність, оскшьки сумнівно, що у реальному житті досліджувані будуть підлягати сукупності таких впливів, як у цьому експерименті. Це дає підстави Д. Кемпбеллу від­нести такий план до квазіекспериментального з обмеженими форма­ми контролю (див. табл. 8) [2; 3].

Окремим випадком планування є планування для одного досліджу­ваного.

Слід зауважити, що планування з метою вивчення особливостей одного досліджуваного має давні традиції, адже перші психологічні експерименти (Г. Фехнер, В. Вундт та ін.) проводилися з окремими су­б'єктами. Зараз таке планування використовується за таких умов:

Особливо часто цей метод використовується в клінічній психоло­гії, психотерапії, де, зокрема, важливо дослідити можливість і причи­ни негативних посттерапевтичних ефектів.

Важливо, що за такого планування знімаються артефакти, які ви­кликані індивідуальними відмінностями досліджуваних, хоча, безу­мовно, виникають інші проблеми. Так, у кожному експерименті мож­на дослідити вплив тільки однієї змінної. Якщо дві змінні варіюються одночасно, неможливо визначити, яким є окремий вплив кожної з них на поведінку досліджуваного [2; 3; 9].

Основним показником впливу незалежної змінної на залежну вва­жається зміна характеру відповідей досліджуваного під впливом на нього змінених у часі умов експерименту. При такому дослідженні рі­зні стани незалежної змінної даються одному й тому самому дослі­джуваному в різний час, тому необхідно контролювати фактор часу.

При цьому, наприклад, можуть використовувати просту страте­гію А — В, коли досліджуваний виконує спочатку завдання в умовах А, а потім в умовах В. Тут не зрозуміло, що саме (В чи інші умови) зу­мовлює зміни в поведінці досліджуваного.

З метою уникнення цього недоліку можна використати стратегію А — В — А, коли спочатку реєструється поведінка досліджуваного в умовах А, потім умови змінюються (В), а на третьому етапі досліджу­ваний повертається в початкові умови (^4). Якщо на третьому етапі відтворюється результат першого етапу, тобто поведінка змінюється,

75

коли є експериментальний вплив і повертається до попередніх (доекс-периментальних) параметрів, коли експериментальний вплив припи­няється, незалежна змінна вважається такою, що впливає на залежну. Зрозуміло, що за такої стратегії досить важко вилучити фактори "іс­торії" і "природного розвитку".

Очевидно також, що в цьому випадку існує загроза виникнення ефекту послідовності, який, в свою чергу, можна врахувати, викорис­товуючи стратегію А — В — А — В або А — В — А — В — А. У цьо­му випадку оцінка вихідного рівня і результатів застосування експе­риментального впливу здійснюється кілька разів.

У цілому в експериментах із одним досліджуваним використову­ють кілька експериментальних схем.

Схема випадкової послідовності використовується, де самі досліди досить короткі, але їх багато. Тоді стани незалежної змінної пред'яв­ляються у випадковому порядку. Тут досліджуваний не знає, який стан незалежної змінної йому пред'являють. Збільшення надійності відбувається за рахунок збільшення кількості дослідів.

^ Схема регулярного чергування використовується, коли є досить не­велика кількість дослідів. Ця схема ґрунтується на розглянутій стра­тегії А — В — А — В, за якою експериментальний ефект відтворюєть­ся хоча б двічі. Якщо при другому переході від А до В буде відтворена динаміка функціональної залежності відповідей досліджуваного в часі, можна вважати, що незалежна змінна з рівнями А і В впливає на залежну. При цьому проблемою може стати систематичність певних подій, яка може віддати перевагу певній позиції, коли, скажімо, в час, що досліджуваний перебуває в умовах В, відбувається певна подія (грошова винагорода чи ін.), яка змінює його мотивацію.

^ Схема позиційно вирівняної послідовності застосовується у разі, коли позиції змінюються, тобто досліджуваний перебуває в умовах за стратегією А — В — В — А [1; 2]. Проблемою тут є різний вплив А на В залежно від порядку пред'явлення.

Слід врахувати, як зазначені експериментальні схеми контролю­ють фактори задачі, зокрема, у разі випадкової послідовності це може відбуватися за рахунок збільшення кількості спроб і подання їх у ви­падковому порядку. У разі регулярного чергування слід використову­вати не просто випадковий розподіл експериментальних завдань, а з їхнім попереднім розподілом по парах еквівалентних завдань, при цьому кожне з еквівалентних завдань призначається для відповідної умови з тим, щоб жодна з них не мала переваги (що може бути, коли

76

одне із завдань виявиться, наприклад, легше, ніж інше). У разі немож­ливості підбору повністю еквівалентних завдань, як правило, збіль­шують кількість дослідів. За позиційного вирівнювання всі завдання розбивають на пари таким чином, щоб у парі були еквівалентні за­вдання з метою запобігання систематичного змішування незалежної змінної і факторів завдання [1].

Основною проблемою планів для одного досліджуваного є виник­нення ефектів послідовності, які можуть бути неоднорідними, (викли­каними адаптацією до режиму експерименту або втомою досліджува­ного, а також його здатністю передбачити наступний вплив) і асимет­ричними, коли вплив умови А на В і В на А залежно від порядку пред'явлення є різним (наприклад, якщо А пред'являється першою, вона позитивно впливає на дії досліджуваного в умовах В, а якщо В пред'являється першою, вона негативно впливає на наступні дії дослі­джуваного в умовах А). У цьому випадку можна спостерігати ефект змішування незалежної змінної і послідовності дослідів.

Ще однією важливою проблемою для планів з одним досліджува­ним є проблема перенесення результатів експерименту на популяцію, кожний член якої має свої індивідуальні відмінності. Прикладом роз­в'язання цієї проблеми є дослідження Б. Теплова і В. Небиліцина, в яких вивчалася залежність часу реакції від інтенсивності подразника. Коли було виявлено, що для кожного досліджуваного графіки такої залежності є різними, В. Небиліцин запропонував подавати досліджу­ваним сигнал, який змінювався не в одиницях фізичної інтенсивності подразника, а в одиницях абсолютного індивідуального порога, що був попередньо виміряний ("один поріг", "два пороги", і т. ін.). У цьо­му випадку криві залежності часу реакції від інтенсивності подразни­ка виявилися однаковими для всіх досліджуваних [6].

У випадку експериментів із одним досліджуваним особливо гост­ро актуалізується проблема упередженості експериментатора і зага­лом проблема комунікативних артефактів. Засобами уникнення ар­тефактів у цьому випадку є насамперед "подвійний сліпий метод" або "плацебо наосліп" [2].

^ Контрольні запитання і завдання

  1. За яких умов можна ставити запитання про можливість плану­
    вання експерименту?

  2. У чому полягає сутність змістового і формального планування
    психологічного експерименту?

77

  1. Які параметри можуть бути покладені в основу класифікації
    планів експерименту? Наведіть приклади.

  2. Які види простих планів виокремлюють у психологічному екс­
    перименті? Наведіть приклади.

  3. Які джерела артефактів дають змогу контролювати план Р. Со-
    ломона?

  4. За яких умов складаються факторні експериментальні плани?

  5. У чому полягають особливості факторних планів за методом
    латинського і греко-латинського квадратів?

  6. За яких умов складають експериментальні плани для одного
    досліджуваного? У яких галузях психології вони застосову­
    ються?

  7. У яких випадках використовують експериментальні схеми по­
    зиційного вирівнювання? Наведіть приклади.

10. Складіть план перевірки гіпотези: високий рівень тривожності досліджуваних в умовах довготривалого очікування знижує ефективність їхньої діяльності. До якого типу можна віднести цей план? Укажіть можливі джерела артефактів і засоби їх усу­нення.

Список використаної та рекомендованої літератури

  1. Готтсданкер Р. ОсновьІ психологического зксперимента. — М.: Изд-во
    МГУ, 1982. — С. 267-370.

  2. Дружинин В. Н. Зкспериментальная психология. —СПб.: Питер, 2000. —
    С. 112-133.

  3. КзмпбеллД. Модели зксперимента в социальной психологии й приклад-
    ньіх исследованиях. — СПб.: Соц.-психол. центр, 1996. — 392 с.

  4. Корнилова Т. В. Введение в психологический зксперимент. — М.: Изд-во
    МГУ; Изд-во ЧеРо, 2001. — С. 132-172.

  5. ПайнсЗ.,МаслачК. Практикум по социальной психологии.—СПб.: Пи­
    тер, 2000. — 528 с.

  6. Небилицин В. Д. Избранньїе психологические трудьі / Под ред. Б. Ф. Ло­
    мова. — М.: Педагогика, 1990. — 408 с.

  7. Фресс П. Зкспериментальньїй метод // Зкспериментальная психология /
    Под ред. П. Фресса, Ж. Пиаже. — Вьш. 1-2. — М.: Прогресе, 1966. —
    С. 120-155.

  8. Хекхаузен X. Мотивация й деятельность: В 2 т. — М.: Педагогика,
    1986. —Т. 1.—408с.

78

9. Хикс Ч. Основньїе принципьі планирования зксперимента. — М.: Мир, 1967.—406с.

  1. ШихиревП. Н. Современная социальная психология. — М.: Ин-т психол.
    РАН; КСП+; Екатеринбург: Деловая книга, 2000. — 466 с.

  2. Шмелев А. Г. Введение в зкспериментальную психосемантику: теорети-
    ко-методологические основания й психодиагностические возможнос-
    ти. — М.: Изд-во МГУ, 1983. — 157 с.

  3. Ядов В. А. Социологическое исследование: Методология, программьі,
    методьі. — Самара: Самарский ун-т, 1995. — 331 с.


8600961884294662.html
8601089414982030.html
8601213877997655.html
8601370923551995.html
8601444408848296.html