акультету проходять тестування перед виходом на практику. Тест проводиться на мові спеціальності, тобто англійською мовою. Перед початком тесту студентам дається інструктаж з його проведення. Деякі варіанти тесту отримали адаптоване використання на 1-2 курсах факультету іноземних мов, на початкових етапах діагностики професійних інтересів. Тест адаптували викладачі кафедри В«Теорії та методики викладання англійської мовиВ» ТГПУ імені Нізамі. Це стосується, зокрема модифікованого тесту 2008-2009 року, куди включені індикатори, свого роду шкали, пов'язані з професією вчителя англійської мови. Для даної спеціальності використовувалися прийняті нормативні дані за вибірками з метою визначення успіху і низьких показників, як для чоловічого, так і для жіночої статі. p align="justify"> При проведенні експерименту нами використовувалися математична статистика: факторний аналіз (ФА), метод головних компонент і метод максимальної правдоподібності Чарльза Спірмена, а також 16-факторний особистісний опитувальник Раймонда Кеттела - для вивчення взаємозв'язків між значеннями змінних g- factor. При цьому ставилася мета виявлення латентних змінних відповідають за наявність лінійних статистичних зв'язків між що спостерігаються змінними. Основне припущення полягало в тому, що зв'язки між великим числом спостережуваних змінних визначаються існуванням меншого числа гіпотетичних неспостережуваних змінних або факторів. p align="justify"> У термінах випадкових величин - результатів спостережень X1, ..., Xn загальною моделлю ФА служить наступна лінійна модель:
В В
де випадкові величини fj суть загальні фактори, випадкові величини Ui суть фактори, специфічні для величин Xi і не корельовані з fj, а ei; суть випадкові помилки.
Передбачається, що k
освіта інтеграція реформа вищий
В В
Т. о., загальна модель ФА рівносильна гіпотезі про ковариационной матриці, а саме про те, що коваріаційна матриця представляється у вигляді суми матриці А = {aij} і діагональної матриці L з 2 елементами s2i.
Процедура оцінювання в ФА складається з двох етапів: оцінки факторної структури - числа факторів, необхідного для пояснення кореляційної зв'язку між величинами Xi, і факторної навантаження, а потім оцінки самих факторів за результатами спостереження. Принципові труднощі при інтерпретації набору чинників полягають у тому,
що при k> 1 ні факторні навантаження, ні самі чинники не визначаються однозначно, тому що в рівнянні (*) чинники fj можуть бути замінені будь-яким ортогональним перетворенням.
Це властивість моделі використовується в цілях перетворення (обертання) чинників, яке вибирається так, щоб спостережувані величини мали б максимально можливі навантаження на один фактор і мінімальні навантаження на решту фактори. Існують різні практичні способи оцінки факторних навантажень, що мають сенс у припущенні, що Xi, ..., Xn підпорядковуються багатовимірному нормальному розподілу з ковариационной матрицею С = {сij}. Виділяється максимальної правдоподібності метод, який призводить до єдиним оцінками для cij, але для оцінок aij дає рівняння, яким задовольняє незліченна безліч рішень, однаково хороших за статистичними властивостями.
Разом з тим, у роботі використовувався кореляційний аналіз - метод обробки статистичних даних, що полягає у вивченні коефіцієнтів (кореляції) між перемінними. При цьому порівнювалися коефіцієнти кореляції між однією парою або безліччю пар ознак, для встановлення між ними статистичних взаємозв'язків. Кореляція відображала лише лінійну залежність величин, але не відображала їх функціональної зв'язності. Наприклад, при обчисленні коефіцієнта кореляції між величинами A = sin (x) і B = cos (x), він був близький до нуля, тобто залежність між величинами була відсутня. Тим часом, величини A і B були пов'язані між собою функціонально за законом sin ^ 2 (x) + cos ^ 2 (x) = 1. p align="justify"> У обробці сигналів використовувалася автокореляційна функція (АКФ), яка визначалася інтегралом і ваімнокорреляціонная функція (ВКФ).
,
