Суммарное (по 58 показателям) число не попаданий – 2145.
Объединенную матрицу по числу попаданий можно отнести к матрице женщин со значением «левый ПППР».
Это очевидно из анализа количества наблюдений объединенной матрицы: 48 женщин со значением «левый ПППР» и 29 женщин со значением «правый ПППР».
Таким образом, предлагаемая методика идентификации может с успехом использоваться для определения принадлежности группы к той выборке, на которой были построены регрессионные модели для идентификации.
В случае групповой идентификации по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», были получены следующие значения числа попаданий и не попаданий для матрицы женщин с параметром «правый ПППР»:
Суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 1576;
Суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 744.
Как и следовало ожидать, по числу попаданий эта матрица эквивалентна матрице, на которой были построены модели, то есть самой себе.
Для групповой идентификации по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», были получены следующие значения числа попаданий и не попаданий для матрицы женщин с параметром «левый ПППР»: суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 880; суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 2960.
Таким образом, матрица женщин с параметром «левый ПППР» не совпадает с матрицей, по которой были построены модели для идентификации. То есть с матрицей женщин с параметром «правый ПППР».
При идентификации общей матрицы исследования (48 наблюдений с параметром «левый ПППР» и 29 наблюдений с параметром «правый ПППР») по моделям, построенным на матрице женщин с параметром «правый ПППР», получили следующие результаты: суммарное (по всем параметрам) число попаданий – 2456; суммарное (по всем параметрам) число не попаданий – 3704. То есть общая группа принадлежит больше к группе женщин с параметром «левый ПППР». Это согласуется с количественной структурой исследования: 48 наблюдений с параметром «левый ПППР» и 29 наблюдений с параметром «правый ПППР».
Таким образом, групповая идентификация по регрессионным моделям и доверительным интервалам абсолютных ошибок имеет хорошую адекватность и может использоваться при проведении психодиагностических исследований и в исследованиях латеральных особенностей человека. Эти данные также свидетельствуют о разной природе обусловленностей правого и левого показателей пробы А.Р. Лурия «перекрест рук», об их разном психодиагностическом значении. Применение непараметрических методов (критерия Вилкоксона – Манна – Уитни) при анализе результатов исследования (см. табл. 21–27, рис. 21–27) показало наличие достоверных различий по средним значениям.
Таблица 21
Данные произвольного запоминания (Р1) у студентов университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание. Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 22
Данные непроизвольного запоминания (Р2) у студентов университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание. Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 23
Данные непроизвольного запоминания (Р3) у студентов университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание . Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 24
Данные выполнения методики «пиктограмма» у студентов университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание . Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;**– р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 25
Данные выполнения дихотического теста у студентов университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание . Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 26
Данные коэффициента эффективности выполнения дихотического теста студентами университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание . Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
Таблица 27
Данные коэффициента продуктивности выполнения дихотического теста студентами университета (n=117) с разными показателями пробы «перекрест рук»
Примечание . Внутри группы указана достоверность отличий с учетом пробы «перекрест рук». В нижней строке – достоверность отличий данных выборки девушек относительно выборки юношей;** – р<0,01, критерий Вилкоксона – Манна – Уитни.
У юношей с правым ПППР показатель произвольного запоминания (Р1) составил 86,28 %, а с левым ПППР – 80,42 %. У девушек эти показатели были 88,8 % и 85,12 % соответственно. При исследовании непроизвольного запоминания были получены два показателя (Р2 и Р3). В группе юношей с правым ПППР показатель Р2 составил 17,11 %, а с левым – 21,13 %; у девушек – 23,36 % и 25,2 % соответственно. Следующий показатель (Р3) у юношей с правым ПППР составил 16,12 %, а с левым – 16,17 % (различия не достоверны). У девушек этот показатель составил 13,9 % и 20,41 % соответственно (различия достоверны). Девушки, по сравнению с юношами, в целом также обнаруживают более высокие показатели как произвольного, так и непроизвольного запоминания.