МЕТОДИКА ВЫДЕЛЕНИЯ НЕФОРМАЛЬНЫХ МИКРОГРУПП В УЧЕБНОЙ ГРУППЕ

© А. В. Каппов

Кагшов

Александр Васильевич

кандидат технических наук, доцент

заведующий кафедрой психологии управления Самарская

гуманитарная академия avkaptsov@mail.ru

В статье привелены теоретическое обоснование и практическая реализация метолики вылеления неформальных микрогрупп в стуленческой учебной группе на основе социометрического исслелования. Опрелелена критериальная валилность разработанной метолики относительно экспертного метола, составившая 0,8. При-велен алгоритм вылеления микрогрупп, позволяющий компьютеризировать процесс вычислений.

Ключевые слова: микрогруппа, социометрия, методика.

Качество подготовки специалистов в вузе определяется многими факторами, одним из которых является учебная группа как социальная среда протекания педагогического процесса [1]. Г. М. Андреева отмечает, что «причины возникновения малой группы лежат вне ее и вне индивидов, ее образующих, а в более широкой социальной системе» [2, с. 248]. Действительно, студенческие учебные группы в подавляющем большинстве формируются административными органами образовательного учреждения без ка-кой-либо привязки к характеристикам будущих членов группы, за исключением одной — общности получаемой специальности или направления подготовки. Однако, вступая в учебную группу, студенты стремятся к удовлетворению социальных потребностей, в частности, в принадлежности [8, с. 66], эмоциональной близости со значимыми личностями, в поддержании собственного высокого статуса, в идентификации себя с группой, в самовыражении в ней и т. д. [3, с. 228], которые обостряются в условиях

противостояния внешним трудностям (требованиям преподавателей и деканата как органа административного управления).

Удовлетворение потребностей индивидов в группе зависит от общности целей и ценностей, социального опыта, самооценки, ожиданий, связанных с предстоящим групповым членством, специфики деятельности и т. д. [7, с. 48]. Согласно положений микрогрупповой концепции А. В. Сидоренкова, при неспособности группы в целом реализовать те или иные функции в отношении индивидуальных целей и потребностей собственных членов происходит обострение противоречий и объединение членов малой группы в неформальные микрогруппы [12, с. 264]. Поэтому актуальной проблемой является разработка валидной методики выделения неформальных микрогрупп.

Социометрические исследования малых групп, нашедшие в нашей стране много сторонников, показывают, что структура учебных групп не бывает однородной и представлена некоторой совокупностью неформальных микрогрупп [11]. Однако выделение микрогрупп при социометрическом исследовании осуществляется качественно, на основе социограммы [11, с. 214]. В середине 90-х годов нами была предпринята попытка формализовать процесс выделения микрогрупп по результатам социометрического исследования [10], в результате которой была разработана методика с высокой эмпирической валидностью [5]. В то же время при ручном выделении микрогрупп методика оказалась достаточно трудоемкой, а при использовании вычислительных средств возникали случаи, требующие эвристических принятий решения из-за недостаточности формализации критериев принадлежности индивида к микрогруппе.

С этой точки зрения заслуживает внимания метод численной таксономии, разработанный А. С. Горбатенко [4], и успешно развиваемая на его основе методика А. В. Сидоренкова [12-14]. Суть методики выделения микрогрупп в малой группе заключается в следующем [4, с. 113; 14, с. 290]:

1) проводится опрос членов группы по критерию: «Выберите из числа членов группы тех людей, с которыми вы общаетесь чаще всего, поддерживаете наиболее тесные отношения»;

2) на основе полученной социоматрицы определяется мера сходства столбцов матрицы, показывающая мнение членов группы относительно включения отдельного индивида в микрогруппу;

3) коэффициенты сходства заносятся в матрицу, на основе которой определяется состав микрогрупп, через отбор индивидов, имеющих превышение коэффициента сходства более 0,5, считая, что каждый член группы потенциально является центром микрогруппы;

4) для определения качества получающихся микрогрупп, под которым понимается компактность или плотность, вычисляется плотность Ю для каждой микрогруппы;

5) микрогруппа, получившая максимальную в группе плотность Ю, выделяется из группы, а ее члены исключаются из социоматрицы;

6) повторяются п. 2 — п. 5 для выделения следующей микрогруппы.

Алгоритм выделения необходимо осуществлять до тех пор, пока в группе не останутся члены группы с коэффициентом сходства менее 0,5, которые рассматриваются как самостоятельные, т. е. не включенные ни в одну из микрогрупп.

Авторы разработанной методики определения структуры малой группы считают, что в ней существует два вида ограничений точности классификации [4, с. 115]:

1) мнение (выборы) членов группы, которое является главным критерием выделения микрогруппы;

2) точность самого алгоритма выделения микрогруппы.

Тем не менее, критерием качества выделения микрогрупп должны быть требования практики, которым рассмотренная методика соответствует вполне удовлетворительно. К сожалению, исследования с применением данной методики [4; 14, с. 296] не содержат информации о ее валидности, что затрудняет широкое использование разработки в социально-психоло-гической практике.

С. А. Багрецовым предложена методика определения состава микрогрупп на основе построения целевой функции, включающей социометрический, референтометрический статусы и степень выраженности конформных отношений индивида в группе [3]. Однако попытка автора повысить валидность разработанной методики за счет усложнения математического моделирования с использованием теории нечетких множеств вступает в противоречие с упрощением психологических и социально-психологических закономерностей.

Оставаясь верными социометрическому подходу в исследовании структуры малой группы, мы разработали методику выделения неформальных микрогрупп с использованием метода численной таксономии А. С. Горбатенко. Рассмотрим некоторые особенности разработанной методики.

Исходной информацией для выделения неформальных микрогрупп являются результаты социометрического исследования, поэтому первоначально проводится социометрия по нескольким критериям той направленности, структуру группы которой необходимо изучить. При этом имеется в виду, что социометрическое исследование проводится только непараметрической формы, т. е. без ограничения количества выборов. Критические замечания в адрес социометрии как метода социально-психологического исследования, неадекватно отражающего реальную картину отношений в малой группе, справедливы и относятся, прежде всего, к параметрической форме, т. е. с ограничением количества выборов, чаще трех выборов. Действительно, абсолютные значения социометрических выборов при параметрической форме не отражают реальной картины, как, впрочем, и все психодиагностические методики с вынужденными выборами. Однако такая социометрия позволяет получить относительную оценку положения личности в группе и не более того. Параметрическая форма широко использовалась при ручной обработке результатов исследования в связи с простотой и малым объемом вычислений. В настоящее время информационных технологий выбор методов исследования, отличающихся малыми вычислительными затратами в

ущерб адекватности моделируемых процессов, скорее всего, неприемлем. Поэтому становятся актуальными более сложные алгоритмы обработки социометрических исследований [3].

После проведенного социометрического исследования, например, с направленностью на учебу, заполняется социоматрица выборов и определяется мера «сходства» по формуле

У^л-н,

1Я (1)

где N — количество выборов т-типа в ьом и ]-ом столбцах социоматрицы;

к — вес т-типа выборов в мере «сходства»;

N — количество членов группы.

В отличие от методики [4], в которой учитывались только совпадения в мере «сходства», а в методике [12] уже рассматривались два типа совпадений (совпадение выборов или несовпадение), в социометрическом исследовании девять типов (т = 9). При этом перед исследователем встает задача определения роли каждого типа выборов на мере «сходства», т. е. определение значения к . В работах [12-14], являющихся обобщающими исследованиями автора, нет ни теоретического, ни эмпирического обоснования, но принято, что при совпадении выборов можно принять к++ = 1, а при несовпадении кд+ = - 0,5. То есть каждый несовпадающий выбор между ьым и ]-ым членами группы уменьшает меру сходства в два раза. Взаимное отсутствие выборов естественно не учитывалось.

На сегодняшний день, пока не выявлены закономерности влияния типа выборов на меру «сходства», мы воспользовались внешним критерием для определения значений к . Мы исходили из того, что мера «сходства» показывает уровень желательности включения ього члена группы в неформальную микрогруппу. Чем больше членов группы выскажется положительно относительно рассматриваемого члена группы, тем вероятнее, что он попадет в неформальную микрогруппу, тем выше будет мера «сходства». С другой сторону, Н. Н. Обозов ввел понятие межличностной совместимости в малой группе, которое показывает степень взаимной приемлемости членов группы [9]. Мы допустили, что мера «сходства» и межличност-ная совместимость являются социально-психологическими характеристиками одного порядка, между которыми существует прямая взаимосвязь, т. е. чем выше мера «сходства»конкретного индивида, тем выше и его межличностная совместимость с членами группы. Если наше предположение верное, то межличностную совместимость можно использовать в качестве критерия меры «сходства». Это подтверждает сравнение формулы (1) с формулой коэффициента межличностной совместимости Н. Н. Обозова [9, с. 47], которые подобны и отличаются значениями коэффициентов к . Так, при взаимных выборах к++ = 3, при индифферентных отношениях кдд =

1, при односторонних выборах кд+ = 2, при несимметричных выборах к + = 0,75, при односторонних отвержениях кд = 0,5 и, наконец, при взаим-

ных отвержениях коэффициент равен нулю. Следует обратить внимание на две особенности: 1) все значения коэффициентов положительные; 2) в межличностной совместимости не учитываются взаимные отвержения. Эти особенности принципиально отличают понятие меры «сходства» от межличностной совместимости. Если считать, что при выделении неформальных микрогрупп каждый индивид потенциально представляет собой центр микрогруппы, то ряд типов отношений (выборов) не способствует, и даже препятствует, например, односторонние или взаимные отвержения, индифферентные отношения, поэтому соответствующие коэффициенты влияния должны быть отрицательными.

Для определения значений коэффициентов к при определении меры сходства были проведены пилотажные исследования в студенческих группах различных вузов и специальностей (65 учебных групп с 1 по 5 курсы), которые показали, что значения коэффициентов к различаются в зависимости от курса обучения студентов. Например, к++ = 0,7 ... 0,85, причем меньшее значение соответствует старшему курсу обучения (5 курс), а большее значение — первому курсу. Это говорит о том, что на первом курсе роль взаимных выборов в создании микрогруппы больше, чем на пятом курсе. В то же время при взаимных отвержениях к_ = - 0,35 ... - 0,67 меньшее значение (по модулю) принадлежит группам первокурсников, а большее — пятикурсникам, что свидетельствует о большей толерантности первокурсников к своим одногруппникам, чем пятикурсников. Коэффициенты к определялись как коэффициенты корреляции персональных коэффициентов межличностной совместимости и меры «сходства».

Из проведенного исследования можно сделать три вывода:

1) несмотря на аддитивную модель межличностной совместимости, определяемую в социометрическом исследовании, различные типы социометрических отношений либо способствуют возрастанию меры «сходства» при определении микрогруппы (положительный коэффициент к ), либо способствуют ее уменьшению (отрицательный коэффициент к );

2) коэффициенты влияния типа выборов на меру «сходства» различаются в зависимости от курса обучения студенческой группы (в модели

Н. Н. Обозова значения коэффициентов постоянные, как, впрочем, и в модели А. В. Сидоренкова);

3) несимметричные типы выборов, например, когда его выбирают, а он не выбирает (к+д = 0,77), различаются по значениям коэффициента кт с обратным отношением (его не выбирают, а он выбирает кд+ = 0,06), что свидетельствует о прерогативе в образовании микрогруппы отношений членов группы над личными отношениями.

После определения мер «сходства» составляется матрица мер «сходства», из которой определяется состав микрогруппы [4]. Для включения в состав микрогруппы А. С. Горбатенко предложил критерий, равной 0,5, т. е. в микрогруппу входят все члены группы, коэффициенты сходства которых с центральным больше 0,5.

Выбор порогового значения коэффициента сходства на уровне 0,5 обусловлен тем, что в случае, когда коэффициент сходства между цен-

тральным и другими членами микрогруппы равен или меньше 0,5, данные члены могут с равной или большей вероятностью принадлежать к другой микрогруппе.

Если увеличить пороговое значение коэффициента сходства выше 0,5, то в числе самостоятельных, не сгруппированных ни в одну микрогруппу членов могут оказаться те, которые с большей вероятностью могут быть отнесены к вполне определенной микрогруппе [4].

Поскольку из девяти типов выборов при социометрических исследованиях с ненулевыми коэффициентами оказались шесть типов, то возникла задача определения порога коэффициента сходства для включения индивида в микрогруппу. Для этого необходимо было коэффициенты сходства нормировать. Установлено, что при социометрическом исследовании студенческой группы наблюдается наибольшее количество индифферентных отношений (от 45% до 68%), в то время как взаимные выборы и отвержения как наиболее влияющие факторы на коэффициент сходства составляют не более 5% ...10%. Следовательно, в матрицу коэффициентов сходства необходимо было ввести нормирующий коэффициент, позволяющий получить коэффициент сходства в диапазоне от 0 до 1, тогда в качестве порогового значения вхождения в микрогруппы было принято значение 0,62.

После составления матрицы коэффициентов сходства можно приступать к формированию состава микрогрупп, предполагая, что каждый член группы рассматривается как центр образования возможной микрогруппы [4]. Для определения качества получаемой микрогруппы определяется плотность микрогруппы [12]:

'> = *> (2)

где п — количество членов в микрогруппе;

б'у — мера «сходства» между центральным и наиболее удаленным членом подгруппы.

Плотность рассчитывается для каждого варианта микрогрупп, в которых все члены группы выступают центрами своих микрогрупп. Из всех вариантов отбирается такая микрогруппа, «плотность» которой является максимальной. Те члены малой группы, которые включены в данную подгруппу, исключаются из дальнейшего рассмотрения. Для этого вычеркиваются соответствующие этим членам малой группы столбцы и строки «матрицы коэффициентов сходства» и процедура повторяется до тех пор, пока можно обнаружить такие микрогруппы, «плотность» которых выше единицы. Критическая величина «плотности», равная единице, обусловлена тем, что плотность микрогруппы, состоящей из одного человека, равна единице.

Разработанная методика выделения неформальных микрогрупп в учебной группе была подвергнута исследованию на валидность. Мы хотели определить: действительно состав микрогрупп, выделяемый с помощью методики, соответствует реальному. Для этого воспользовались экспертным методом, в котором экспертами являлись студенты самих учебных групп. Им было предложено анонимно написать: кто из студентов чаще

всего вместе выполняет лабораторные работы или другие учебные занятия и кто вместе проводит свободное время? В опросе не участвовали студенты первого курса. После сбора анкет подсчитывалась частота отнесения индивида к микрогруппе. Результаты экспертного опроса состава микрогруппы сравнивались с помощью параметрического критерия хи-квадрат с результатами, полученными с помощью методики. Установлено, что статистически значимых различий (р < 0,05) не было в составе первых из выделенных микрогрупп, при этом состав микрогрупп, выделенных по методике, совпадал с мнением экспертов с вероятностью 0,8. В силу малочисленности состава микрогруппы (чаще от 5 до 7 человек) эта ошибка состояла в одном члене микрогруппы, либо ошибочно включенном, либо не включенным в состав микрогруппы, причем это периферийный член микрогруппы на социограмме.

При выделении состава второй малочисленной микрогруппы от 3 до 5 человек) ошибка классификации в лучшем случае составляла 0,25. Третья и последующие микрогруппы либо отсутствовали в учебной группе, либо состояли из диад и триад.

Таким образом, разработанная методика выделения неформальных микрогрупп в учебной группе и ее испытания показали, что при социометрическом исследовании имеется возможность получать структуру учебной группы с достаточно высокой для академических, а не только прикладных, исследований. Хотя пилотажные исследования методики показали множество вопросов, которые необходимо решить в ходе дальнейшей эксплуатации методики.

Выводы

1. По результатам социометрического исследования можно определить структуру учебной группы, используя метод численной таксономии А. С. Горбатенко.

2. Максимальное значение критериальной валидности разработанной методики относительно экспертного метода при выделении первой (наиболее многочисленной) микрогруппы составило 0,8.

3. При уменьшении количественного состава выделяемой микрогруппы валидность уменьшается.

4. Из девяти возможных типов выборов в социометрическом исследовании влияют на состав микрогрупп только шесть.

5. Роль типа выборов, влияющих на выделяемые неформальные микрогруппы, различается в зависимости от курса обучения и, вероятнее всего, от уровня развития группы.

6. Типы выборов могут способствовать образованию микрогруппы (взаимные выборы, односторонний выбор членами группы отдельного индивида) и разрушать образование микрогруппы (взаимные отвержения, одностороннее отвержение членами группы отдельного индивида).

7. Высокая степень формализации алгоритма выделения микрогрупп в учебной группе позволяет компьютеризировать все этапы работы с методикой.

Метолика вылеления неформальных микрогрупп в учебной группе СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ

1. Акопов,Г. В. Социальная психология образования. — М. : МПСИ, 2000. —

296 с.

2. Андреева,Г. М. Социальная психология. — М., 1988.

3. Багрецов С. А.,Львов В. М.,Наумов В. В.,Оганян К. М. Диагностика соци-ально-психологических характеристик малых групп с внешним статусом. — СПб. : Лань, 1999. — 640 с.

4. Горбатенко А. С., Горбатенко Т. М. Методика определения структуры малой группы с помощью формализованного анализа межличностных выборов // Вопросы психологии. — 1984. — № 4. — С. 112—118.

5. Колесникова, Е. И. Проявления коллективного субъекта учебной деятельности в студенческой группе // Вестник Самарской гуманитарной академии. Серия «Психология». — 2011. — N2 1(9). — С. 113—121.

6. Коломинский,Я. Л. Психология взаимоотношений в малых группах (общие и возрастные особенности). — Минск : ТетраСистемс, 2001. — 432 с.

7. Кричевский Р. Л.,Дубовская Е. М. Социальная психология малой группы. — М. : Аспект Пресс, 2001. — 208 с.

8. Маслоу,А. Мотивация и личность. — СПб. : Питер, 2006. — 352 с.

9. Обозов,Н. Н. Как называть наши отношения. — СПб. : АППиМ, 1993.

10. Психолого-педагогическое обеспечение многоуровневого высшего образования / под ред. А. В. Капцова, В. И. Кичигина. — Самара : СамГАСА, 2003. — 316 с.

11. Реан А. А.,Коломинский Я. Л. Социальная педагогическая психология. — СПб. : Питер, 1999. — 416 с.

12. Сидоренков,А. В. Динамика неформальных подгрупп в группе: социальнопсихологический анализ. — Ростов н/Д : Изд-во Рост, ун-та, 2004. — 320 с.

13. СидоренковА- В. Неформальные группы в малой группе : дис.... докт. психол. наук. — Ростов н/Д, 2005. — 433 с.

14. Сидоренков,А. В. Неформальные подгруппы в малой группе. — Ростов н/Д : АПСН СКНЦ ВШ, 2003. — 436 с.