На этот вопрос ответить сложнее, поскольку ответ отчасти зависит от того, почему вообще возникает такой вопрос.
Нужны ли для рассматриваемой модели все аспекты и служит ли каждый из них задаче измерения какого-либо одного свойства культуры? Культура — понятийная конструкция, состоящая из рассматриваемых аспектов, но описывают ли они сами что-либо, при этом независимо друг от друга, т. е. являются ли они ортогональными единицами? Возможно, существуют альтернативные и более простые модели культуры, такие как:
культура = cl х (унаследованные характеристики) с2 х (приобретенные характеристики) ... уравнение 1 или:
культура = cl х (отношения между людьми) с2 х (отношения с природой) сЗ х (отношение ко времени или ориентация во времени) ... уравнение 2
В первом случае исследователю потребовалось бы только два измерения (и в связи с этим нужно
Национально-культурные различия...
1 s
5 о-
и
л
I
II
ё g
ц
о 5 * <
1 £
zl
о л
X £
й о
£3
О) 5
I п
I
IiS §
г с
II
z
V к
о э
g 11iff
Ml
Универсализм — партикуляризм
1,0000
0,1269
0,4669
0,1209
0,4223
0,4011
Индивидуализм — коллективизм
0,1269
1,0000
0,4236
0,0697
0,4397
0,2753
Конкретное — диффузное
0,4669
0,4236
1,0000-0,0239 0,4006
0,4678
Нейтральность — эмоциональность
0,1209
0,0697 -0,0239
1,0000
0,2177
-0,0444
Достижение — аскригшия
0,4223
0,4397
0,4006
0,2177
1,0000
0,4976
Внутренняя ориентация — внешняя ориентация
0,4013
0,2753
0,4678 -0,0444 0,4976
1,0000
Таблица 3. Корреляции между измерениями
было бы лишь определить коэффициенты cl и с2), а во втором случае — три измерения. По этой причине необходимо исследовать существующие взаимоотношения между базовыми измерениями. В таблице 3 представлена корреляция между измерениями. Исследователь мог бы начать анализ с использования параметрических моделей, которые применяются в центральной предельной теореме. Если корреляция между измерениями равна нулю, тогда они независимо друг от друга служат мерой различного аспекта или свойства культуры. Взяв из базы данных средние показатели по странам, можно подсчитать, что величины корреляции не нулевые, но всегда меньше 0,5. Тест сферичности Барлетта может быть использован для проверки гипотезы о том, что корреляционная матрица является тождественной матрицей (т. е. все элементы, расположенные
Приложение 2. База данных Фонса Тромпенаарса_______________ 515
на одной из диагоналей, равны 1, а все остальные — 0). Производится расчет хи-квадрата* для детерминанта обратной матрицы распределения. Данная величина не является малой, поэтому гипотезу о том, что корреляционная матрица тождественна, отбрасывать не следует.
Таким образом, чтобы определить, имеют ли какое-нибудь значение означенные малые корреляционные коэффициенты, расположенные вне диагонали матрицы, требуется дополнительное исследование. Тест Барлетта, строго говоря, применим лишь к относительным данным из мультивариантной нормальной популяции; данные же из базы Тромпенаарса призваны предоставить ординальную/ранжированную меру культурных компонентов; обсуждению подлежат усредненные показатели по странам, а не индивидуальные ответы. При рассмотрении индивидуальных ответов обнаруживаются еще меньшие перекрестные корреляции. Это само по себе может служить объяснением рассматриваемых малых недиагональных корреляций.
Частные корреляционные коэффициенты являются дополнительным индикатором. Если измерения обладают некими общими факторами, тогда опять-таки недиагональные корреляционные коэффициенты должны быть малыми, когда мы контролируем линейные влияния других измерений. Как видно из таблицы 4, недиагональные частные корреляционные коэффициенты вновь малы по значению, но снова не являются нулевыми.
* Хи-квадрат (L2) — критерий статистической значимости связи между двумя номинальными переменными. — Прим. ред.
Национально-культурные различия. ..
И 2 Ё.
Индивидуализм — коллективизм
ж "а"
П
Нейтральность — эмоциональность
I
h
ж с
Внутренняя ориентация — внешняя ориентация
Универсализм —
партикуляриз
-1,00000-0,33034
0,28868
0,04792
0,45555
0,05059
Индивидуализм —
коллективизм
-0,33034
-1,0000
0,55267
0,08339
0,22835
-0,03604
Конкретное —
диффузное
0,28868
0,55267-1,00000
-0,18283
0,18540
0,15654
Нейтральность —
эмоциональность
0,04792
0,08339
-0,18283
-1,0000
0,26277
-0,16338
Достижение —
аскрипиия
0,45555
0,22835
0,18540
0,26277
-1,00000
0,34040
Внутренняя ориентация — внешняя ориентация
0,05059
-0,03604
0,15654
-0,16338
0,34040
-1,00000
Таблица 4. Частные корреляции
Глубже проникнуть в причины незначительных взаимовлияний позволяет расчет индекса Кейзера—Мейера—Олкина (КМО). Он дает возможность сравнить наблюдаемые корреляционные коэффициенты с частными коэффициентами. Если сумма квадратных корней из частных коэффициентов для всех измерений мала по сравнению с суммой корней из главных корреляций, то индекс КМО будет близок к единице. Малая величина КМО указывает на то, что корреляцию между измерениями нельзя объяснить с помощью иных переменных. Это дополнительный аргумент в пользу того, что все без исключения аспекты/измерения культуры, рассматриваемые в книге, важны для ее адекватного описания.
Можно также использовать факторный анализ в попытке найти меньшее количество фак-
Приложение 2. База данных Фонса Тромпенаарса_______________ 517
торов, способных описать отношение между измерениями культуры. В данном случае цель состоит в том, чтобы охарактеризовать культуру при помощи меньшего количества слов (индикаторов, факторов). Когда удается уменьшить число требуемых факторов, достигается не только упрощение модели, но можно ожидать и новых открытий на этой почве. В идеале новые факторы должны допускать некую свою интерпретацию, поскольку в этом случае, возможно, удалось бы получить представляющую интерес модель, основываясь на категориях культуры, а не просто при помощи аспектов, подвергаемых измерению (в этом случае мы имеем «сырые» измерения). Таким образом:
1. Могут ли аспекты культуры, не допускающие прямого измерения, получить объяснение на основе данных измерений?
2. Могут ли исходные данные быть интерпретированы с помощью модели, аналогичной уравнениям 1 или 2, приведенным выше?
3. Являются ли наблюдаемые корреляции следствием наличия общих факторов?
Индекс КМО указывает на то, что факторный анализ, скорее всего, обречен на неудачу. Более того, факторный анализ представляет собой не просто множественную регрессию. Его цель не в том, чтобы попытаться истолковать культурные явления как комбинацию измерений, а скомбинировать эти измерения таким образом, чтобы получить факторы более высокого порядка, не-
известные заранее. Вместе с тем задача факторного анализа состоит в том, чтобы уменьшить число измерений, требуемых для объяснения имеющихся данных о культуре. Получение меньшего числа факторов в результате факторного анализа не означает, что семимерная модель культуры недействительна или что число измерений в самом деле необходимо сократить. Если бы корреляционные коэффициенты были повыше, можно было бы ожидать, что удастся избавиться от некоторых факторов, так как взаимовлияние измерений объяснялось бы, возможно, присутствием того или иного «лишнего» фактора.
Составляя наиболее полную картину, не следует забывать и об анализе главных компонентов. Для оценки величины влияния возможных факторов рассматриваются линейные комбинации наблюдаемых измерений. Первым компонентом является комбинация, которая характеризует наибольшую часть вариантов в пределах базы данных. Затем рассматриваются комбинации, относящиеся к последовательно меньшим долям вариантности.
В таблице 5 показаны значения Айгена для каждого фактора. При попытке использовать лишь два фактора (как в уравнении 1) при помощи данного метода удается объяснить лишь около 50 процентов вариантности (культурного многообразия), и для ее обоснования необходимы либо семь подстановочных факторов, либо все изначальные измерения. Это подтверждает и графический метод. Результат не должен вас удивлять, поскольку и тест Барлетта, и индекс КМО
Приложение 2. База данных Фонсл Тромпенаарса_______________ 519
показали, что вероятность существования более простых глубинных факторов является низкой.