Попытаемся уточнить понятие «педагогическая технология», «технология обучения», отразить возможности проектирования и моделирования педагогической технологии в модели подготовки педагогов, обучающихся по направлению подготовки «44.06.01 – Образование и педагогические науки (уровень подготовки кадров высшей квалификации)”.

В структуре оценки возможностей педагогического моделирования можно использовать метод регистрации, т.е. метод, позволяющий выявить самым простым способом – сколько человек (обучающихся) были в определенной группе, т.е. объединение по определенному признаку, например, прошли испытание в структуре дидактического тестирования. Или получили положительные оценки в дидактическом тестировании, или получили качественный результат (ответили по классической системе оценивания знаний на «4» и «5»).

Попытаемся проиллюстрировать возможности педагогического моделирования на примере моделирования технологии педагогического моделирования. Для этого необходимо узнать – что представляет собой педагогическая технология как объект исследования и продуцирования педагогических средств и ресурсов педагогической деятельности и общения.

Педагогическая технология в модели современного профессионально-педагогического знания широко освещается как в строго научных работах [1-3], так и в работах, предназначенных для качественной подготовки будущих педагогов к будущей профессионально-педагогической деятельности [4-11]. В работах [7, 10] определяется система моделирования уровневой технологии, в работах [8, 9] отражается системный поиск по изучению и исследованию различных педагогических технологий, направленных на фасилитацию определения и решения той или иной профессионально-педагогической проблемы. В работе [11] отражается практика изучения педагогического моделирования в работе будущего педагога.

Исходя из поставленной нами задачи, – определим, что педагогическая технология – это ресурс педагогической деятельности, детерминируемый через совокупность педагогических методов и средств, обеспечивающих качественное решение постановленной цели педагогического взаимодействия. Педагогическая деятельность имеет множество направлений и выполняет множество ролей и функций, – это и воспитание, и обучение, и развитие, и фасилитация, и социализация, и адаптация, и просвещение, и оздоровление и т.д.

В таком понимании, если мы выделим одно ее направление – обучение, то получим необходимое моделируемое определение.

Технология обучения – совокупность методов обучения и средств обучения, обеспечивающих в целостном своем выборе решение завяленной цели, качество которого определяется возможностью оптимизации выделенных переменных педагогического исследования, отражаемых в системном поиске в педагогических условиях оптимизации качества современного обучения.

Опыт педагогического моделирования может нам помочь перейти от категории «обучение» к категории «образование», – для этого перестроим определение в соответствии с первым выделенным определением и детализируем возможность перехода от обучения к образованию как продукту всех изменений профессионально-педагогической деятельности в модели оптимизации условий развития личности обучающегося.

Технология обучения – это ресурс педагогической деятельности, детерминируемый через совокупность определяемых методов и средств обучения, обеспечивающих качественное решение постановленной цели современного образования в практике верификации идей гуманизма и продуктивного становления личности в компетентностной модели непрерывного общего и профессионального образования.

В таком понимании можно определить и понятие «технология педагогического моделирования».

Технология педагогического моделирования – условие продуктивного становления педагога, реализуемое в контексте определения и верификации качества ситуативного выбора методов и средств педагогической поддержки, педагогического исследования, современного обучения и развития личности обучающегося в поликультурных резервах самодетерминации и самореализации, самоутверждения и самосовершенствования, социализации и адаптации, верифицирующих идею многомерного развития и самосохранения личности и общества в ноосфере как продукте и ресурсе эволюции человеческого бытия и сознания.

В таком понимании можно выделить один из продуктов технологий педагогического моделирования – технологию системно-педагогического моделирования [12], в структуре которой можно определить качество формирования культуры самостоятельной работы, качество решения задач и проблем профессионального и личностного становления, качество продуктивной самостоятельной работы обучающегося [13], качество научно-педагогического сотрудничества и сотворчества, качество продуктивного самовыражения и самореализации личности и пр. [14].

Для детализации такой работы можно привести с использованием метода регистрации следующие разъяснения такой практики – как только у будущего педагога появилась личная заинтересованность в создании чего-то нового, у него возникает потребность защитить свой продукт от многомерных краж – имеется в виду плагиат. Для этого педагог включается в практику описания разработанного в систему научно-педагогических публикаций и патентования результатов авторского труда.

Остановимся на научно-педагогических публикациях – это оптимальная форма для иллюстрации возможностей педагогического моделирования в определении и решении задач продуктивного становления личности педагога в контексте использования технологий педагогического моделирования. Первая публикация у будущих педагогов зачастую осуществляется в соавторстве с научным руководителем. Это одно из направлений определения возможностей включения будущего педагога в такую практику. Другое направление – единоличное написание авторской публикации. Реализация единоличной практики может быть осуществлено под руководством научного руководителя (научный руководитель заявлен в работе), так и в полном самостоятельном выполнении научной публикации. Для единоличного написания научной публикации будущему педагогу необходимо созреть, данный процесс длителен, практически не возможен, если педагогическая среда, в которой развивается будущий педагог, не имеет примеров написания научных статей и публикации их в материалах конференций, научных журналах.

В структуре выше приведенного анализа технологии педагогического моделирования и использования разработанного программно-педагогического изучения педагогических дисциплин [15-23] можно привести примеры включения будущих педагогов в совместный труд по созданию и оптимизации условий педагогического моделирования в постановке и решении микро- и мезопротиворечий целостного педагогического процесса и профессионально-педагогической деятельности.

Для этого работы, написанные в соавторстве студентов-педагогов, аспирантов-педагогов и педагогов средней и высшей школы [24-59], могут явиться в структуре метода регистрации подтверждением решения поставленной нами задачи.

Такая популярность метода объясняется в первую очередь тем, что он реализован в прикладных программах статистической обработки данных, например, таких, как SPSS и STATISTICA. Вследствие чего, пользователи, не имеющие специальной математической подготовки и не владеющие математическим аппаратом метода, но понимающие его назначение, сущность и возможности могут использовать факторный анализ в своих исследованиях.

Тем не менее, метод имеет ряд ограничений, которые, главным образом, связаны с метризуемостью пространства исходных переменных. Для адекватного применения метода ФА необходимо точно определить тип шкалы, в которой они были измерены.

В связи с этим проблема применимости метода для обработки таблиц с результатами анкетирования, данные в которых представлены в порядковых, номинальных и дихотомических шкалах является актуальной.

Согласно алгоритму метода процедура ФА включает в себя следующие этапы:

1. Построение корреляционной матрицы системы переменных с использованием коэффициента линейной корреляции Пирсона;

2. Определение новых признаков, являющихся линейными комбинациями первоначальных и включающих в себя большую часть общей дисперсии наблюдаемых данных. Этот этап реализуется с использованием методов главных компонент, главных факторов, максимального правдоподобия и других [4 - 6].

3. В случае, если выделенные факторы, невозможно достаточно наглядно интерпретировать, то используют их вращение, позволяющее найти более наглядное объяснение факторной структуры [4 - 6].

Таким образом, в основе процедуры факторного анализа лежит этап построения матрицы коэффициентов линейной корреляции Пирсона, которая и определяет в дальнейшем процесс выделения новых латентных переменных, а, следовательно, и содержательный смысл исходных данных. В свою очередь, коэффициент линейной корреляции Пирсона рассчитывается только для нормально распределенных данных, представленных в интервальной шкале.

Однако, при обработке результатов анкетирования, часто приходится иметь дело с порядковыми, номинальными и дихотомическими шкалами. Например, респондентам предлагается оценить предложенные суждения по шкале Р. Лайкерта, содержащей несколько градаций (3, 5, 7, 9 и т.д.) или выразить свое отношение к проблеме одним из высказываний – «согласен»-«не согласен», «да»-«нет».

В связи с этим возникает вопрос о правомерности применения метода для обработки результатов анкетирования. Т.е. правомерно ли использовать ФА для исследования структуры данных, представленных в порядковой, номинальной и дихотомической шкале.

Включение в исследование порядковых переменных будет зависеть от балльности шкалы. В зависимости от количества используемых баллов порядковые шкалы условно можно разделить на шкалы с низким и высоким числом градаций. Установлено, что шкалы с 5-ю градациями и выше, обладают свойствами как порядковых, так и интервальных шкал [6, 7], иначе говоря, являются псевдо-интервальными. Переменные, измеренные в таких шкалах, допустимо использовать в качестве исходных данных для процедуры ФА. Причем чем больше выбор ответов на порядковой шкале, тем ниже вероятность серьезных ошибок при интерпретации результатов. Тем не менее, перед применением метода рекомендуется проводить предварительный этап анализа корреляционной зависимости между переменными. Для этого сравниваются матрицы коэффициентов корреляции, рассчитанные для переменных таблицы исходных данных по формулам Пирсона и Спирмена (или Кендалла). Если расхождение между элементами матриц незначительны, то есть искажения, полученные из-за шкалирования не слишком велики, то использование ФА является правомерным. В свою очередь шкалы с низким числом градаций не обладают свойствами интервальных, кроме того, данные, измеренные в таких шкалах, нарушают допущение о нормальности, а, следовательно, не могут служить базой для проведения ФА, т.к. его результаты могут привести к получению ошибок в факторном решении, а, следовательно, к неверным выводам.

При использовании номинальных шкал каждый объект исследования относится к определенной группе (например, при ответе на вопрос об образовании респондент выбирает один из вариантов: 1 – высшее, 2 – среднее специальное, 3 – среднее). То есть номинальная шкала представляет собой конечный набор состояний или свойств объекта. Для нее невозможно установить отношение порядка, нулевую точку и интервальность. Следовательно, коэффициент линейной корреляции Пирсона нельзя использовать в качестве характеристики зависимости между переменными, классифицированными по этой шкале. Таким образом, применение ФА для номинальных переменных невозможно.

В случае анализа дихотомических переменных, следует отметить, что согласно сущности метода, каждая переменная оказывается под влияние двух типов факторов – общего и частного:

,

где

x – переменная,

n – количество факторов,

k – номер фактора (k=1,…n),

F_k – общий фактор,

U – частный фактор.

Если предположить, что k=1 и факторы F и U принимают только два значения, то итоговые переменные должны принимать, четыре различных значения, что приводит к противоречивости использования дихотомических переменных в качестве исходных данных для анализа [5]. Кроме того, дихотомические переменные значительно ослабляют коэффициент линейной корреляции Пирсона. Поэтому применение метода для их анализа данных невозможно [5].

Необходимо отметить, что в общем случае все переменные, для которых проводится ФА, должны быть измерены в одной шкале. Тем не менее, на практике это требование в большинстве случаев не выполняется. Если в таблице исходных данных преобладают интервальные и ранговые переменные с большим числом градаций, то применение ФА является обоснованным. Тем не менее, нужно учитывать возможное искажение факторной структуры, связанное с искажение коэффициента корреляции.

Несмотря на все ограничения для исходных данных, некоторые исследователи говорят о допустимости применения ФА в отношении порядковых и номинальных переменных в эвристических целях, при условии получения простой факторной структуры и высоких значений факторных нагрузок переменных, определяющих каждый фактор [5, 6].

Подводя итог, можно сделать следующие выводы о возможности использования ФА для обработки результатов анкетирования. Применение метода считается правомерным, если он используется для анализа переменных, измеренных в интервальной шкале или в порядковой с большим числом градаций и имеющих согласованные матрицы корреляции, построенные с использованием коэффициента линейной корреляции Пирсон и Спирмена (или Кендалла).

Использование ФА для обработки порядковых переменных с низким числом градаций, номинальных или дихотомических переменных может привести к получению искаженной информации, которая на самом деле не содержится в данных и, как следствие, к получению неверных выводов. Анализ таких переменных осуществляется с применением других методов, в частности нелинейного метода главных компонент, не накладывающего ограничений на тип используемой шкалы.