Меню
Головна
Авторизація/Реєстрація
 
Головна arrow Соціологія arrow Агентно-орієнтована модель конфліктогенності студентства КЧР

Агентно-орієнтована модель конфліктогенності студентства КЧР


Агентно-орієнтована модель конфліктогенності студентства КЧР

НА початку 2015 р. нами було проведено анкетування студентів Карачаєво-Черкеського державного університету ім. У. Д. Алієва. Ці експериментальні дані послужили основою для відпрацювання на конкретному об'єкті методики широких комплексних досліджень латентної конфліктогенності різних соціальних груп Північного Кавказу [1-3]. Докладно соціальний портрет респондентів описаний в [1, 2] і тут ми його наводити не будемо. Зазначимо тільки, що всього було опитано 85 осіб, і за віковим і статевим складом вибірка була типова для даного вузу, а за національним складом і релігійним уподобанням навіть типова для карачаевской частині республіки в цілому. Анкетування мало пілотажний характер, але в першому наближенні можна вважати, що вибірка була типовою для даного навчального закладу [1, 2].

При розробці анкети в якості базової концепції ми використовували теорії ставлень, згідно з якою будь-яка установка, у тому числі і соціально-політична, складається з трьох взаємопов'язаних складових: когнітивної (знаю), афективної (відчуваю) і поведінкової (що роблю буду робити). Латентна конфліктогенність відноситься, звичайно, до поведінкового компоненту, але вона погано піддається безпосередньому вимірюванню. У завдання дослідження входило вимірювання когнітивної і афективної складових соціально-політичних установок і опис через них латентної конфліктогенності.

З цієї причини анкета складалася з двох великих блоків (плюс питання про вищезазначених загальних соціальних характеристик респондентів). Один був присвячений виявленню афективних (емоційних) показників конфліктогенності, інший - когнітивних. Результати по першому блоку викладені у нашій попередній роботі [1], з другого блоку в роботах [2, 3] і тут наведемо лише ключові моменти раніше виконаних досліджень.

Афективні складові установок відносяться до суб'єктивного, емоційного рівня сприйняття, який люди рідко усвідомлюють на когнітивному рівні. І прямим опитуванням респондентів вони не можуть бути виявлені. Для вимірювань афективних складових в соціології використовуються різні проективні методики [4], суть яких полягає в проекції емоційного стану опитуваного на обрані відповідним чином шкали. При цьому для виявлення навіть одного афективного показника в анкеті використовується пристойну кількість шкал (до 10 і більше). З іншого боку, чисто психологічно анкета не може бути дуже великою. Великі анкети стомлюють опитуваних, різко знижують адекватність відповідей, і використовуються тільки для спеціальних аудиторій.

З цієї причини нами досліджувався тільки один з основних показників афективної складової конфліктогенності. Ми спиралися на депривационную теорію природи соціально-політичної напруженості [5]. Чим більше розходження між суб'єктивними очікуваннями матеріальних і соціальних благ і реальної їх забезпеченістю, тим більше індивід незадоволений існуючим політичним порядком і схильний до підтримки протестних виступів [5-7]. Для вимірювання емоційної складової відносної студентської депривації в роботі використовувалася одна із проективних технологій - метод семантичного диференціала Ч. Осгуда в його класичному варіанті [8-10]. Респондентам пропонувалося оцінити свій реальний рівень соціально-економічної захищеності, а також ідеальний позитивний (максимально привабливий) і ідеальний негативний (повністю неприйнятний) рівні по 20 бимодальным семантичним шкалами (семибальным), утвореним парою прикметників-антонімів емоційного забарвлення [1]. У відповідності з технологією семантичного диференціала цим забезпечується проекція суб'єктивного, афективного сприйняття респондентом об'єкта в абстрактне семантичне простір [8-10].

Рівень сприйняття оцінювався нами за відносним відстаням у цьому просторі між образами реальної соціально-економічної захищеності і ідеальними конструктами. Відповідно до використовуваної нами моделлю Кумбса [4] породження даних респондентами, при позитивному сприйнятті реальний образ близький до образу позитивного конструкта. При негативному - до образу негативного конструкта. Розрахунки проводилися з урахуванням типових нелінійних залежностей рівнів сприйняття від відносних відстаней в індивідуальних семантичних просторах, за раніше розробленої моделі в межах теорії катастроф [11, 12]. При цьому використовувався агентно-орієнтований підхід, реалізований в пакеті многоагентного аналізу AnyLogic. Кожен респондент задавався як агент, поведінка якого (рівень емоційного сприйняття) описувалося вищезгаданої психосемантичної феноменологічною моделлю з індивідуальними керуючими параметрами, обумовленими через відносні відстані за даними анкетування. Після тимчасової прогонки для кожного агента визначалися стаціонарні значення індивідуальних рівнів емоційного сприйняття власної соціально-економічної захищеності, а за ним - функція розподілу за респондентам цих рівнів. Отримані результати дозволили визначити гістограму розподілу у певному сенсі зворотної величини - показника відносної депривації. Отримана для нього функція розподілу, взята з [1], показана на Рис. 1. Тут використовувалася нормування від 0 до 1. При цьому 0 відповідає повній забезпеченості і відсутності депривації, а 1 - максимальною. По горизонтальній осі наведені значення показника депривації, по вертикальній - частка респондентів (у %), які характеризуються такими значеннями.

Зазначимо, що в цілому по групі відносна депривація невелика. Найбільш ймовірне значення нижче середнього (0, 4) і їм характеризуються 22% аудиторії. Для 62% респондентів цей показник також нижче середнього, а тільки для 38% - вище. Причому останнє спостерігається в основному для градацій просто «вище середнього» (0, 6-0, 7). Дуже високе значення цього показника (0, 8 і більше) характеризує тільки 4, 7% опитуваних.

Рис.1. Гістограма індексу афективної складової конфліктогенності (показника відносної депривації) [1].

латентний конфліктогенність студентство адміністративний

Зазначимо, що в наших дослідженнях вищенаведений показник відносної депривації грав роль індексу афективного компонента конфліктогенності. Він був визначений по першому блоку анкети.

Другий блок був присвячений виявленню когнітивного компонента конфліктогенності. Тут використовувалася загальноприйнята методика прямого опитування. Були підібрані питання, що дозволяють оцінювати різні сторони конфліктогенності. Частина з них розроблена нами раніше, при проведенні великого циклу дослідження ставлення населення до політичного порядку [13]. Інші були побудовані на основі методик застосовуваних Всеросійським центром дослідження громадської думки (ВЦВГД) [14] і Левада-Центром (URL: levada.ru/). Повністю ця частина анкети і отримані функції розподілу первинних ознак приведені в [2].

Подальший аналіз когнітивних складових проводився за раніше запропонованою нами методикою ієрархічної кластеризації на основі послідовної факторизації [15]. Всі первинні ознаки розбиваються на підгрупи, для кожної з яких обчислюються латентні фактори (класичним методом факторизації). При цьому отримані фактори повинні володіти соціологічним змістом (тобто об'єднуються однотипні первинні ознаки) і описувати 100% дисперсії цих ознак. Така процедура дозволила звести дванадцять первинних когнітивних ознак до чотирьох індексами першого рівня. Були отримані індекси: соціально-економічних очікувань (на базі трьох ознак); легітимність влади (на базі трьох ознак); протестности (на базі чотирьох ознак); протестного менталітету (на базі трьох ознак) [2].

Зазначимо, що на відміну від загальноприйнятого факторного аналізу (за всієї сукупності первинних даних), виявлені латентні фактори легко інтерпретуються. Однак між ними існує кореляційний зв'язок. Цей недолік у пропонованій методиці усувається повторенням вищеописаної процедури і визначенням показників другого рівня, третього і т. д [15]. Для нашої задачі на другому рівні по першій парі вищезазначених показників першого рівня введений індекс узагальнених очікувань, а по другій парі - індекс узагальненої протестности. Хоча ці латентні фактори вже лінійно незалежні (у статистичному сенсі), можна ще раз повторити факторизацию. При цьому отримаємо показник третього рівня, що корелює з обома індексами другого рівня. Він грає роль інтегративного фактора для всіх нижчих рівнів (в тому числі і первинних ознак), характеризує когнітивну складову конфліктогенності в цілому, і названий нами індексом когнітивної складової конфліктогенності.

Повна картина взаємозв'язку виявлених факторів показана на Рис. 2. Отримані для них функції розподілу за респондентам обговорюються в [3] і детально на цьому зупинятися не будемо. Тут наведемо лише дані для індексу когнітивної складової конфліктогенності (F_3_level), який знадобиться нам у подальшому.

Рис.2. Блок-схема ієрархії виявлених показників конфліктогенності.

Функція розподілу для нього показана на Рис. 3, взятому з [3]. Тут використана та ж полярність нормування, що і раніше. Лівий кінець шкали, 0 відповідає відсутності латентної конфліктогенності на когнітивному рівні. Правий, 1 - навпаки, максимально можливої.

Рис. 3. Гістограма індексу когнітивної складової конфліктогенності [3].

Хоча ми назвали фактор, виявлений на третьому рівні ієрархії індексом когнітивної складової конфліктогенності, насправді це не зовсім так. Він побудований на базі прямого опитування, а таким способом можна отримати не внутрішню характеристику, а тільки її деклароване значення.

Отримана функція розподілу показує, що декларована респондентами конфліктогенність набагато вище, ніж реально випробовуване на емоційному рівні. На попередній гістограмі ексцентриситет (підлозі різниця процентних часток респондентів правої і лівої частин) був 24% і спрямований у бік менших значень. Тут же тільки 4, 7% респондентів оцінюють конфліктогенність як середню. Інші декларують цей показник вище середнього рівня. Причому не злегка, а значно. Приміром, 31% оцінюють його як набагато вище середнього. Такий високий рівень когнітивної латентної конфліктогенності ми пов'язуємо з юнацьким максималізмом, властивим молоді взагалі, а особливо студентству, і переносити ці результати хоча б на частину іншого населення КЧР неправомірно. На відміну від цього, емоційний компонент відноситься не тільки безпосередньо до опитуваним студентам, але і їх найближчого оточення, зокрема, сім'ї. Тобто в якійсь мірі відображає настрої населення КЧР (карачаевская частина).

Зазначимо, що кореляції між інтегративними показниками конфліктогенності когнітивної і афективної природи практично немає. Коефіцієнт кореляції Пірсона менше 0, 14. Тим не менш, статистичних функцій розподілу по кожному параметру окремо недостатньо. Для більш повної оцінки рівня повної латентної конфліктогенності потрібно ще знати взаємне розташування цих індексів на індивідуальному рівні, іншими словами двовимірну функцію розподілу індексів за респондентам. Вона названа нами матрицею конфліктогенності. Отримана гістограма матриці наведено на Рис. 4, взятому з [3]. По горизонтальних осях наведено показники когнітивної (фактор третього рівня F_3_level) і афективної (індекс депривації Dep) складових. На вертикальній осі показаний відсоток респондентів, що характеризуються даними рівнями показників.

Оцінки рівня конфліктогенності респондентів групуються навколо найбільш вірогідного значення (0, 7 з когнітивної складової і 0, 4 афективної, 9% респондентів). При цьому 29, 5% дають оцінку конфліктогенності вище середнього (обидва параметри > 0, 5). З них 16, 5% характеризуються ступенем просто вище середнього, а 13% - високою (обидва індексу > 0, 6). Для формування латентної соціально-економічної напруженості остання підгрупа - найбільш сприятливе середовище. Саме в ній найбільш ймовірно виникнення напруженості і протестности.

Рис. 4. Двовимірна гістограма індексів когнітивної і афективної складових конфліктогенності [3].

Таким чином, до виявленої ієрархічній структурі на основі первинних когнітивних ознак додається (до третього рівня) афективний показник відносної депривації, формуючи на цьому рівні двомірну матрицю конфліктогенності (див. Рис.2). Повна латентна конфліктогенність залежить від її компонент.

Цю залежність у лінійному наближенні можна знайти, повторивши цю процедуру факторизації на індексах когнітивної і афективної складових (див. Рис.2). Отриманий при цьому показник ми назвали індексом загальної конфліктогенності F_all. Функція розподілу для нього, взята з [3], наведена на Рис. 5.

Рис. 5. Гістограма індексу конфліктогенності (лінійне наближення) [3].

Обидві складові матриці приблизно з однаковою вагою входять в цей показник. І оцінки ступеня загальної конфліктогенності знаходяться посередині між оцінками для афективної та когнітивної складової. Отримано, що 40% респондентів характеризуються рівнем латентної конфліктогенності вище середнього, причому більше половини з них (близько 22%) тільки злегка вище (рівень 0, 6). Підгрупа, до якої може формуватися соціально-економічна напруженість, становить приблизно 18% респондентів. Відзначимо, що оцінки, отримані в лінійному наближенні, прогнозують більш високу ступінь конфліктогенності, ніж виконані за двомірної матриці. Це пов'язано з тим, що там ми працювали по нижній межі обох параметрів матриці, а тут за середнім між ними.

Припущення про те, що загальна конфліктогенність лінійно визначається своїми когнітивної і афективної складової, є тільки першим кроком при розробці методики оцінки цього параметра. Другий крок - на основі концепції типовості конкретизація залежності загальної конфліктогенності від своїх складових та побудова нелінійної моделі. Для вищезазначених розрахунків показника афективного сприйняття відносної депривації за первинними даними [1] така задача була вирішена з використанням розробленої психосемантичної феноменологічної моделі [11, 12]. Ця модель дозволяє виявляти типові нелінійні залежності одновимірного актора від двох керуючих (зовнішніх) параметрів в задачах соціометрії. Актором (параметром порядку) в нашому випадку є невідомий заздалегідь індекс загальної конфліктогенності, керуючими параметрами - уже розраховані індекси афективної та когнітивної складові конфліктогенності.

Основне рівняння моделі однаково в будь-якій задачі [11, 12]:

(1)

тут r' - абстрактний параметр порядку, диффеоморфно (гладко, без особливостей, в нашому випадку монотонно) залежить від актора (в нашому випадку індексу загальної конфліктогенності F_all); градієнт ?береться за параметром порядку; F(r', a, b) - деяка функція, типовим чином залежить від r' і феноменологічних коефіцієнтів a і b. Останні, в свою чергу, диффеоморфно залежать від керуючих параметрів, у розглянутому випадку від індексів когнітивної F_3_level і афективної Dep складових конфліктогенності. Функція F(r', a, b) у наших дослідженнях грає роль потенціалу конфліктогенності. Згідно з результатами теорії катастроф у типовому випадку вона є поліномом четвертого порядку за параметром r' [11, 12]:

(2)

Прив'язка до конкретної моделі задачі полягає у визначенні вищевказаних диффеоморфизмов. Робиться це вже з соціологічних міркувань і для кожної ситуації вона своя. Коефіцієнти a і b відіграють різну роль у рівняннях (1, 2). У загальному вигляді ці рівняння биполярны щодо абстрактного параметра порядку r'. Він може приймати як позитивні, так і негативні значення [11, 12]. Коефіцієнт b якраз і визначає знак r', і почасти величину. Але більшою мірою величина абстрактного параметра порядку залежить від коефіцієнта a. Іншими словами, b задає напрямок процесу, що описується параметром r', а феноменологічний коефіцієнт a - його інтенсивність. Стосовно до завдань соціально-політичної напруженості, інтенсивність у різних моделях залежить від протестного менталітету оточуючих (потенціалом соціальної диференціальної організації в депривационной теорії [5]), особистої схильності до протестів, рівнем антилегитимности політичного порядку [16, 17]. Всі ці величини входять у наш інтегральний індекс когнітивної складової конфліктогенності F_3_level. І цілком логічно припустити, що в нашій задачі феноменологічний коефіцієнт a визначається F_3_level.

Напрям і частково величина соціально-політичної напруженості у вищезазначених моделях задається рівнем відносної депривації [5, 17], або, нестрого, нестатками [16]. Тобто коефіцієнт b залежить від депривації, але не тільки від неї. Як справедливо зазначено в [16, 17], при повній легітимності влади навіть великі труднощі і позбавлення не викличуть протестних виступів. І, навпаки, при сильному корумпованості уряду невеликий рівень депривації призведе до формування конфліктогенності. Для обліку цього у [16] запропоновано в якості показника використовувати не просто рівень поневірянь, а твори рівня поневірянь на рівень антилегитимности. Слідом за [16, 17] ми припускаємо, що феноменологічний коефіцієнт b визначається добутком індексів афективної та когнітивної складових конфліктогенності (Dep• F_3_level).

Відзначимо, що для кожного респондента в першу чергу нас цікавить стаціонарні рішення рівнянь (1, 2) при фіксованих значеннях індивідуальних зовнішніх параметрах (раніше визначених індексах F_3_level та Dep). Для гладких функцій без особливостей (диффеоморфизмов) працює теорема про неявну функцію, відповідно до якої в деякій околиці стаціонарної точки невідомий диффеоморфизм можна замінити його головною лінійною частиною. Таким чином, r' лінійно залежить від F_all, коефіцієнт a - від F_3_level, параметр b - від (Dep• F_3_level).

При прив'язці моделі допомагає також принцип відповідності. Будь-яка нова модель повинна включати в себе як окремий випадок попередній варіант, при яких значеннях характеристичного параметра. Для нас це означає, що результати нелінійної моделі повинні переходити в результати лінійного наближення при деякому граничному переході. Іншими словами, пропонована модель уточнює, а не кардинально змінює, лінійне наближення.

Крім того, тут повинно виконуватися ряд обмежень. Індекси F_3_level та Dep задані у нас в діапазоні від 0 до 1. При їх варіюванні одержуваний рівень загальної конфліктогенності F_all не може виходити за свій діапазон (теж від 0 до 1). Причому для нульових значень керуючих параметрів повинна виходити нульова загальна конфліктогенність. А максимальне значення F_all може спостерігатися тільки при максимальних значеннях когнітивної і афективної складових. За результатами чисельних експериментів, проведених з урахуванням вище зазначених припущень і обмежень, нами був обраний наступний варіант зазначених вище диффеоморфизмов:

r'= F_all;

a= (1 - F_3_level); (3)

b= (Dep• F_3_level).

При заданих значеннях індексів когнітивної (F_3_level) і афективної (Dep) складових конфліктогенності набір формул (1-3) являє замкнуту систему. Вона дозволяє для кожного респондента з будь-яким початковим умовам індексу загальної конфліктогенності (F_all) чисельними розрахунками визначити часовий хід цього параметрами і вихід на стаціонарне значення. Точно також, як і при вищеописаному розрахунку відносної депривації, тут можна застосувати агентно-орієнтований підхід, реалізований в пакеті многоагентного аналізу AnyLogic, і отримати функцію розподілу рівня загальної конфліктогенності за респондентам. Однак нами використаний дещо інший підхід.

При інтерпретації будь-яких соціологічних даних треба брати до уваги, що вони за своєю суттю мають стохастичний характер. На індивідуума завжди діють невраховані фактори, вносячи випадкові похибки, як в момент вимірювання, так і подальший час. Це враховано в запропонованому нами стохастичному узагальненні психосемантичної феноменологічної моделі [18]. В ній зовнішні керуючі параметри задаються вже не фіксовано, а є випадковими величинами. Для задачі, що розглядається в даній роботі, випадковим чином задавалися індекси F_3_level та Dep:

F_3_level=<F_3_level>+про 1 (t); Dep=<Dep>+про 2 (t); (4)

де <F_3_level> <Dep> - середні значення випадкових величин, а про 1 (t) і про 2 (t) - два незалежних некорельованих гауссівських шуму з нульовим математичним очікуванням. Дисперсії цих шумів визначають випадкові похибки зовнішніх параметрів. Відповідно до (3, 2), випадковими величинами будуть феноменологічні коефіцієнти (a, b) і потенціал конфліктогенності F(r', a, b), а також узагальнений параметр порядку r'. Поведінка останнього (в сенсі кожної конкретної реалізації випадкового процесу) описується рівнянням Ланжевена (1).

Зазначимо, що в строгому математичному значенні для вищевказаних випадкових величин рівняння (1) рішення не має. Потрібно розуміти, що це тільки символьна форма запису відповідного інтегрального стохастичного рівняння (у вигляді Іто або Стратоновича), яке вже має рішення, що описує вищевказану конкретну реалізацію випадкового процесу для параметра порядку r'. Для чисельних розрахунків ми застосовували метод Коші-Ейлера, розбиваючи тимчасову вісь на малі інтервали, а на кожному інтервалі випадкове збільшення параметра порядку визначалося за рівняннями кінцевих різниць, отриманих вже з рівняння (1) [18]. При устремлінні інтервалу розбиття до нуля, одержувана реалізація збігається до розв'язку інтегрального стохастичного рівняння. Для кінцевого інтервалу чисельні розрахунки дають наближений розв'язок. При цьому, як показали аналітичні дослідження та комп'ютерне симулирование, рішення рівнянь (1-4) методом Коші - Ейлера структурно стійко щодо величини інтервалу розбиття і дозволяє чисельно розраховувати конкретні реалізації параметра порядку r' і згідно з (3) - індексу загальної конфліктогенності F_all [18].

Статистичні характеристики цієї випадкової величини визначалися методом Монте-Карло з використанням агентно - орієнтованого пакету імітаційного моделювання AnyLogic. Для кожного респондента задавався набір ідентичних агентів, індекс конфліктогенності F_all яких описувався рівняннями (1-4). Усередині набору середні значення індексів афективної та когнітивної складових в (4) задавалися випадковим чином, з гауссовим розподілом навколо розрахованих на попередніх етапах (для даного респондента) за експериментальними даними. Цим аппроксимировалась статична похибка вимірювань. Динамічна моделювалася використанням випадкових шумів (4). На кожному часовому кроці рівняння (1) вирішувалося методом кінцевих різниць. В якості початкових значень індивідуальних параметрів порядку брався нуль, і розрахунки тривали до виходу статистичних параметрів на стаціонарний рівень.

Глобальна мінімальність потенціалу конфліктогенності та наявність постійних збурюючих доданків в (4) гарантує, що для кожного агента це буде стабільний стійкий рівень, на відміну від детермінованої психосемантичної моделі, використаної для розрахунку відносної депривації. Там обчислювальний процес міг закінчитися на метастабильном, або навіть нестійкому стаціонарному значенні, і були потрібні спеціальні дослідження цієї проблеми.

Для кожного респондента обчислювалися статистичні характеристики по використанню набору агентів, такі як середнє значення індивідуального індексу конфліктогенності і дисперсія, а за цими даними вже визначалася функція розподілу індексу і дисперсія по всій групі в цілому.

Отримано, зокрема, що остаточна похибка завдання пропорційна невизначеності у визначенні вхідних параметрів моделі, а динамічні флуктуації впливають набагато менше. Що в свою чергу означає структурну стійкість моделі і типовість розрахованої функції розподілу для конкретної групи респондентів, представленої на Рис. 6.

Рис. 6. Гістограма індексу конфліктогенності (нелінійна стохастична модель).

Тут, як і раніше, по горизонтальній осі показана частка респондентів (у %), що характеризується даними рівнем конфліктогенності. Але на відміну від Рис. 5, по вертикальній осі відзначені не детерміновані значення індексу, а тільки середні. Раніше проведені нами оцінки, показали, що для студентського середовища і використовуваного типу вимірювань максимальна невизначеність первинних даних близько 5%. Вона була закладена в модель. При цьому розрахована дисперсія рівня конфліктогенності опинилася того ж порядку.

Отримана функція розподілу підтверджує і уточнює висновки, зроблені за лінійним наближенням. Математичне очікування індексу загальної конфліктогенності по всій досліджуваній сукупності респондентів збігається з найбільш вірогідним і дорівнює 0, 5. Тобто на даний момент студентство КЧР в цілому знаходиться на середньому рівні конфліктогенності. І таким рівнем характеризується більше чверті (28, 2%) опитуваних. Приблизно такої ж частки (27, 1%) конфліктогенність ще нижче. Приймаючи значення 0, 5 за критичне, можна зробити висновок, що більше половини (56, 5%) респондентів не викликає особливого занепокоєння. Для них ризики (в імовірнісному сенсі) соціально-політичних виступів (за наявності провокуючих факторів) не більше 0, 5. Для 43, 5% цей показник вище середнього рівня. Але з них 28, 2% характеризуються значення конфліктогенності тільки злегка вище середнього (0, 6). І лише 15, 3% опитуваних показують високу (0, 7 і більше) конфліктогенність. Власне кажучи, це і є підгрупа ризику, в якій формуються латентні конфліктогенні настрої, що можуть вилитися в протестні виступи.

Пропонована робота є завершальною для серії з чотирьох статей. У них на конкретній аудиторії (студентська молодь КЧР) показана методика всебічного дослідження латентної конфліктогенності, починаючи з вимірюванням методом семантичного диференціала і розрахунку у рамках нелінійної типової моделі рівня відносної депривації (афективної складової конфліктогенності) [1], вимірювання різних сторін когнітивної складової [2], побудови ієрархічної системи когнітивних індексів, розкриваючих внутрішню структуру цієї складової [3]. І на основі всіх отриманих даних розрахунок у рамках нелінійної типовою стохастичної моделі рівня загальної конфліктогенності [справжня робота]. Кінцевий результат дозволяє оцінити групу ризику, у якій можуть розвиватися конфліктогенні процеси. Дана методика може бути використана не тільки для моніторингу, але і для прогнозування ситуації та моделювання впливу різних несприятливих факторів, або навпаки, оцінки проактивних впливів.

Конкретний результат для досліджуваної аудиторії студентства КЧР - оцінка підгрупи ризику формування конфліктогенних процесів. Отримано, що близько 15% студентської молоді характеризуються високою латентної конфликтогеннотью, з рівнем 0, 7 і вище.

Література

1. Мощенко І. Н., Алботов А. М. Соціально-економічні аспекти дериваційних установок студентства КЧР. Інженерний вісник Дону, 2015, №1 ч. 2. URL: ivdon.ru/magazine/archive/n1p2y2015/2939.///276

2. Мощенко И.Н., Алботов А.М. Социографические измерения латентной конфликтогенности студенчества КЧР Часть I. Инженерный вестник Дона, 2015, №1 ч.2. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n1p2y2015/2940.

3. Мощенко И.Н., Алботов А.М. Социографические измерения латентной конфликтогенности студенчества КЧР Часть II. Инженерный вестник Дона, 2015, №2. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n2y2015/2941.

4. Толстова Ю.Н. Измерение в социологии: Курс лекций.- М.: Инфра-М, 1998.- 224 с.

5. Ожиганов Е. Н. Політична напруженість: імітаційне моделювання та раннє попередження// Аналітичний вісник Ради Федерації ФС РФ. -2008. № 9 (354), С. 10 - 21.

6. Dubй L., Guimond S. Relative deprivation and social protest: The personal-group issue. Relative deprivation and social comparison: The Ontario symposium. 1986. V. 4. Pp. 201-216.

7. Sherkat D. E., Blocker T. J. Explaining the political and personal consequences of protest. Social Forces. 1997. V. 75. №. 3. Pp. 1049-1070.

8. Осгуд Ч., Сусі Дж., Танненбаум П. Додаток методики семантичного диференціала до досліджень по естетиці і суміжних проблем // Семіотика і искусствометрия. М.: Світ, 1972. с. 355-359.

9. Tzeng Oliver C. S. A Quantitative Method for Separationof Semantic Підпростори // Applied Psychological Measurement, Vol. 1, No. 2 Spring, 1977. pp. 171-184.

10. Архипова О. Н. Підвищення ефективності порівняльних досліджень з допомогою якісно-кількісного методу семантичного диференціалу // Маркетинг в Росії і за кордоном. 2005. №1. С. 76-85.

11. Мощенко І. Н., Іванова М. І., Бугаян В. Ф. Типові моделі групового емоційного сприйняття політичного порядку // Наукове огляд, 2013, №2. URL: sced.ru/ru/index.php?option=com_content& view= article&id=107%3Aq &catid=21&Itemid=18.

12. Мощенко І. Н., Ярошенко А. Н., Іванова М. І., Моделювання емоційного сприйняття політичного порядку студентством ДДТУ. Інженерний вісник Дону, 2014, №1. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n1y2014/2471.///298

13. Иванова М.И., Мощенко И.Н., Розин М.Д. Структура групповых установок политически активной части населения Ростовской области (по данным 2014г). Инженерный вестник Дона, 2014, №2. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n2y2014/2550.

14. Индекс личного протестного потенциала. ВЦИОМ. Индекс общественного протестного потенциала. URL: wciom.ru/protest-mood/. Доступ платный.

15. Іванова М. І., Ярошенко А. Н., Мощенко І. Н. Когнітивна та поведінкова складові ставлення до політичного порядку студентства ДДТУ (за даними 2013 року). Інженерний вісник Дону, 2014, №1. URL: ivdon.ru/magazine/archive/n1y2014/2392.///304

16. Epstein J. M. Modeling civil violence: An agent-based computational approach //Proceedings of the National Academy of Sciences. 2002. V. 99. - №. suppl 3. Pp. 7243-7250.

17. Клаус Н.Р., Свічкарьов В. П. Моделювання екстремістської діяльності: адаптовані агентные моделі. Інженерний вісник Дону, 2012, №2. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n2y2012/844.///308

18. Мощенко И.Н., Иванова М.И. Стохастическая интерпретация психосемантической феноменологической модели оценок социальных установок //Инженерный вестник Дона, 2015, №2. URL: ivdon.ru/ru/magazine/archive/n2y2015/2948.

 
Якщо Ви помітили помилку в тексті, виділіть слово та натисніть Shift + Enter
 
Предмети
Агропромисловість
Банківська справа
БЖД
Бухоблік і аудит
География
Документоведение
Естествознание
Журналистика
Информатика
История
Культурология
Литература
Логика
Логистика
Маркетинг
Математика, хімія, физика
Медицина
Менеджмент
Недвижимость
Педагогика
Политология
Право
Психология
Религиоведение
Социология
Статистика
Страхове дело
Техника
Товароведение
Туризм
Философия
Финансы
Экология
Экономика
Етика і естетика
Інше