Культурный уровень современного человека определяется его информационной культурой, которая рассматривается нами как синергетический фактор, выстраивающий и структурирующий процессы социализации, определяющий закономерности и содержание развития самосознания личности [1].

Сензитивность подростков к информационному влиянию по сравнению с другими возрастными группами максимальна [2]. Для них индивидуализация в информационном пространстве усиливается потребностью поиска новых путей в понимании себя, создании собственной картины мира [3]. Стремление к новизне, к удовлетворению информационных потребностей на базе знаний информационных технологий расширяют границы интеллектуального и личностного развития в подростковом возрасте.

Следовательно, информационная культура личности отражает активную творческую деятельность человека, в которой он рассматривается как субъект информационной деятельности, обладающий такими качественными характеристиками как надситуативность, целостность, позитивное отношение к процессу и результату познания.

Для изучения информационной культуры личности подростка мы использовали метод самооценки: каждому испытуемому необходимо было оценить свои умения в сфере информационно-коммуникационных технологий по 10-ти балльной шкале.

Разработка опросника проходила в два этапа. В задачи первого входило построение теоретической модели изучаемого конструкта, определение его структурных составляющих, создание тест-версии опросника и проведение пилотажного тестирования респондентов. На втором этапе анализировались психометрические свойства полученного инструментария: 1) надежность – оценка внутреннего постоянства шкал с помощью коэффициента согласованности α Кронбаха; оценка воспроизводимости методом test-retest после повторного (через 3 недели) исследования – результаты анализировались с помощью коэффициента корреляции Спирмена ρ_s; 2) валидность – определение факторной структуры опросника с помощью эксплораторного факторного анализа; оценка соответствия модели эмпирическим данным методом конфирматорного факторного анализа.

К основным структурным составляющим информационной культуры мы относим четыре фактора:

• компьютерную грамотность (КГ) – овладение минимальным набором знаний, умений и навыков работы на персональном компьютере;
• информационную грамотность (ИГ) – умение формулировать информационный запрос, т.е. адекватно выражать информационную потребность, осуществлять анализ и синтез информации для создания нового информационного продукта;
• мультимедийную грамотность (ИГ) – умение создавать материалы с использованием цифровых ресурсов (текстовые, графические, аудио- и видео);
• грамотность компьютерной коммуникации (ГКК) – способность к онлайновой коммуникации [1].

Для проверки теоретической модели информационной культуры было проведено пилотажное исследование, выборочную совокупность составили случайно отобранные 159 подростков (62,9% мальчиков и 37,1% девочек) в возрасте от 13 до 15 лет, обучающиеся в 8 – 9-х классах образовательных учреждений г. Белгорода (№ 9, № 10) и Белгородского района (Майская гимназия). Опрашиваемым предлагалось заполнить тест-версию опросника, результаты которого были подвергнуты количественному и качественному анализу.

Анализ показал, что подростки достаточно высоко оценивают себя в сфере ИКТ. Они считают себя более компетентными при работе с графическими редакторами и офисными программами, чем с приложениями для создания сайтов и программирования.

При разработке психодиагностического инструментария необходимо стремиться к тому, чтобы пункты опросника как можно тоньше измеряли изучаемое свойство. Для оценки степени дифференцируемости результатов и проверки дискриминативных возможностей опросника информационной культуры была подсчитана мера тонкости δ Фергюсона, которая составила 0,84, что позволяет судить о хорошей дискриминативности опросника и одновременно является одним из показателей эмпирической валидности.

Анализ внутренней согласованности пунктов опросника с помощью позиционного анализа показал, что все четыре шкалы (компьютерная грамотность, грамотность компьютерной коммуникации, мультимедийная грамотность и информационная грамотность) имеют удовлетворительную надежность. Этот вывод следует из величин коэффициентов α Кронбаха, которые достигают минимально необходимого уровня (0,7 и выше) для признания шкалы внутренне устойчивой (табл. 1).

Таблица 1. Показатели надежности опросника информационной культуры подростка (внутренняя согласованность и воспроизводимость)

Примечание:
** корреляция значима на уровне p<0,01

Ретестовая надежность, отражающая временную устойчивость тестовых оценок каждого респондента, изучалась путем их повторного обследования (серия I: n=159) с помощью тест-версии опросника информационной культуры через три недели. В качестве меры устойчивости был использован коэффициент ранговой корреляции ρ_S Спирмена. Анализ результатов показал, что воспроизводимость опросника является достаточно хорошей, так как наблюдается умеренная или высокая степень согласованности по шкалам (p<0,01) (табл. 1).

Сочтя результаты пилотажного исследования в целом удовлетворительными, мы увеличили объем выборки на 400 человек. Выборку на этой стадии исследования (серия II: n=559) на 28,4% составил описанный выше контингент подростков и на 71,6% учащиеся 8 – 9-х классов образовательных учреждений г. Белгорода (№ 20, № 25, № 38, № 49). Показатели одномоментной надежности a Кронбаха на укрупненной выборке для всех шкал опросника больше 0,7 (табл. 1).

Для оценки конструктивной валидности опросника информационной культуры подростков матрица первичных данных, содержащая оценки респондентов, была подвергнута процедуре эксплораторного факторного анализа по методу главных компонент с последующим варимакс-вращением выделенных факторов и нормализацией Кайзера. В результате получены четыре унимодальных фактора, описывающие 70,2% общей суммарной дисперсии.

Первый фактор F1 объясняет 22,2% общей дисперсии и объединяет переменные «работа с анимацией» (0,83), «работа с графикой» (0,75), «работа с офисными приложениями» (0,68) и «создание сайтов» (0,58). Он позволяет оценить компьютерную грамотность подростков, т.е. овладение минимальным набором знаний и навыков работы на персональном компьютере.

Структура второго фактора F2 (17,8%) представлена двумя переменными с достаточно высокими положительными нагрузками: «социальные сети» (0,84), «мгновенные сообщения и VoIP» (0,76). Фактор F2 получил обобщенное название грамотность компьютерной коммуникации – способность к онлайновой коммуникации в устной и письменной формах (электронная почта, чаты, блоги, видеоконференции и т.д.).

Третий фактор F3 (16,4%) – мультимедийная грамотность – объединяет две группы умений: «создание музыки и видеофильмов» (0,87) и «программирование и разработка приложений» (0,76).

Последний, четвертый фактор F4 (13,8%) позволяет оценить информационную грамотность подростков, в частности, умение адекватно выражать свою информационную потребность, вести поиск в автоматизированном режиме, осуществлять анализ и синтез информации, на основе которой создавать новый информационный продукт (0,81).

В целом, результаты эксплораторного факторного анализа свидетельствуют о том, что опросник соответствует теоретически заданной модели, а его стимульные утверждения адекватно представляют дифференциацию между структурными составляющими информационной культуры.

Для выяснения статистического соответствия теоретической модели экспериментальным данным использовалась процедура конфиматорного (подтверждающего) факторного анализа, реализованная в программе LISREL 9.10 Student Edition. Степень соответствия оценивалась по критерию χ² для заданного числа степеней свободы df. Поскольку значение χ² зависит от объема выборки и при больших ее размерах оно может быть достоверным даже для недостаточно пригодных моделей, были подсчитаны дополнительные показатели надежности: сравнительный индекс соответствия (0<CFI<1) и квадратичная усредненная ошибка приближения (0<RMSEA<1). Модель считается соответствующей полученным данным если CFI превышает 0,95 (с точки зрения многих авторов, допустимы также значения не менее 0,85); RMSEA ниже уровня 0,05; частное χ² и числа степеней свободы df не превышает 2 (χ²/df < 2).

Проверялась четырехфакторная модель информационной культуры подростка, в которой все латентные переменные – факторы – являются взаимосвязанными. Полученная модель показала удовлетворительное соответствие данным и подтвердила адекватность предполагаемого четырехфакторного решения (χ² = 389 p ≤ 0,001 df = 197; χ²/df = 1,97; CFI = 0,91; RMSEA = 0,054).

Анализ компонентов информационной культуры позволил выделить три группы учащихся, которые характеризуются определенным уровнем ее сформированности: «пользователь», «опытный пользователь» и «эксперт».

Для учащихся группы «пользователь» свойственно овладение современными ИКТ через освоение базовых навыков работы со стандартным программным обеспечением и использованием компьютера как средства развлечения и приятного времяпрепровождения.

Подростки группы «опытный пользователь» осознают необходимость получения информации, её ценность, владеют средствами поиска информации с учётом специфики источника, но они могут испытывать трудности при анализе, обобщении и интерпретации информации.

Учащиеся группы «эксперт» обладают развитыми умениями адекватно выражать свою информационную потребность, проявляющаяся в способности критически оценивать информацию, выделять её существенные и второстепенные аспекты. Открытость к новизне порождает генерирование нестандартных и оригинальных идей, побуждает интерес к познанию закономерностей и механизмов не только окружающих событий, но и самого себя, т.е. информационная деятельность выполняется субъектом на творческом уровне.

*Работа выполнена при финансовой поддержке внутривузовского конкурса «Инициатива» НИУ «БелГУ» (грант № ВКГИ 009-2013)

1. Авдеев А. Ю. Современный подросток в пространстве современных информационных технологий: психологический аспект //Вестник Костромского государственного университета им. НА Некрасова. Сер. Педагогика. Психология. Социальная работа. Ювенология. Социокинетика. – 2012. – Т. 18. – №. 3. – С. 67-72.
2. Авдулова Т. П. Подростки в информационном пространстве //Психология обучения. – 2010. – №. 4. – С. 28-38.
3. Костяк Т. В. Социальные представления современной молодежи в контексте проблемы информационной социализации //Мир психологии. – 2011. – №. 2.
4. Митина О. В., Михайловская И. Б. Факторный анализ для психологов //М.: Учебно методический коллектор “Психология. – 2001.
5. Крамер Д. Математическая обработка данных в социальных науках: современные методы. – М. : Академия, 2007.
6. Byrne B. M. Structural equation modeling with LISREL, PRELIS, and SIMPLIS: Basic concepts, applications, and programming. – Psychology Press, 2013.

Все статьи автора «Авдеев Александр Юрьевич»