авторефераты диссертаций БЕСПЛАТНАЯ РОССИЙСКАЯ БИБЛИОТЕКА - WWW.DISLIB.RU

АВТОРЕФЕРАТЫ, ДИССЕРТАЦИИ, МОНОГРАФИИ, НАУЧНЫЕ СТАТЬИ, КНИГИ

 
<< ГЛАВНАЯ
АГРОИНЖЕНЕРИЯ
АСТРОНОМИЯ
БЕЗОПАСНОСТЬ
БИОЛОГИЯ
ЗЕМЛЯ
ИНФОРМАТИКА
ИСКУССТВОВЕДЕНИЕ
ИСТОРИЯ
КУЛЬТУРОЛОГИЯ
МАШИНОСТРОЕНИЕ
МЕДИЦИНА
МЕТАЛЛУРГИЯ
МЕХАНИКА
ПЕДАГОГИКА
ПОЛИТИКА
ПРИБОРОСТРОЕНИЕ
ПРОДОВОЛЬСТВИЕ
ПСИХОЛОГИЯ
РАДИОТЕХНИКА
СЕЛЬСКОЕ ХОЗЯЙСТВО
СОЦИОЛОГИЯ
СТРОИТЕЛЬСТВО
ТЕХНИЧЕСКИЕ НАУКИ
ТРАНСПОРТ
ФАРМАЦЕВТИКА
ФИЗИКА
ФИЗИОЛОГИЯ
ФИЛОЛОГИЯ
ФИЛОСОФИЯ
ХИМИЯ
ЭКОНОМИКА
ЭЛЕКТРОТЕХНИКА
ЭНЕРГЕТИКА
ЮРИСПРУДЕНЦИЯ
ЯЗЫКОЗНАНИЕ
РАЗНОЕ
КОНТАКТЫ

Pages:     | 1 || 3 | 4 |

МЕТОДИЧЕСКОЕ ОБЕСПЕЧЕНИЕ АВТОМАТИЗИРОВАННОЙ ОЦЕНКИ ПРОФЕССИОНАЛЬНОЙ ГОТОВНОСТИ АВИАЦИОННЫХ СПАСАТЕЛЕЙ К ДЕЯТЕЛЬНОСТИ ПО ЛИКВИДАЦИИ ЧРЕЗВЫЧАЙНЫХ СИТУАЦИЙ В УСЛОВИЯХ

-- [ Страница 2 ] --

В исследованиях по определению функциональной надежности измерялись показатели центральной и периферической гемодинамики, показатели вариабельности сердечного ритма (ВСР), регистрировались психофизиологические показатели: стабилографическая оценка устойчивости вертикальной позы, критическая частота слияния мельканий (КЧСМ), реакция на движущийся объект (РДО), всего 55 показателей, включая росто-весовые данные.

Психологическая готовность определялась на основе психологического тестирования: текущего функционального состояния по опроснику «самочувствие, активность, настроение» (САН), тесту личностной и ситуационной тревожности по Спилбергеру-Ханину, мотивации по Элерсу, готовности к риску по Шуберту, всего вычислялось 7 характеристик.

Определение физической работоспособности проводилось в виде специального теста – подъем в гору с перепадом высот 500 м на время с измерением ЧСС в покое перед началом движения и непосредственно после подъема. Кроме того, производилась субъективная оценка тяжести испытываемой нагрузки по шкале Борга. Всего по этой методике измерялось 4 показателя.

Оценка технической подготовленности осуществлялась на основе итогов выполнения тестов по каждой из 11-ти практических тем учебной программы. По результатам выполнения каждого теста выставлялась оценка по трехбалльной системе: неудовлетворительно - 0 баллов, удовлетворительно – 1 балл, хорошо – 2 балла. Полученные результаты суммировались для каждого испытуемого.

Тактическая подготовленность оценивалась по результатам решения 5-ти ситуационных задач с использованием трехбалльной шкалы. Полученные результаты за решение каждой задачи суммировались.

Каждый из компонентов ПГ Fi может принимать значения порядковой шкалы: (1, 2, 3, 4), что соответствует оценкам: «высокая», «средняя», «низкая», «крайне низкая». Положение индивидуума на оценочной шкале компонентов ПГ определяется высококвалифицированными экспертами. Экспертные группы для каждой задачи оценивания формировались из профильных специалистов: врачей, психологов, инструкторов по альпинизму и горной подготовке, командиров подразделений, определялся уровень их компетентности и согласованность их мнений.

Для обеспечения валидности экспертного оценивания определялась потребная численность экспертов для каждой задачи. Максимальная численность экспертной группы может быть оценена по формуле [Казиев В.Н., 2009]:

,

где Kmax - максимально возможная компетентность в выбранной системе шкал; Ki - коэффициент компетентности i – го эксперта; n - количество экспертов.

Минимальная численность определяется из выражения [Казиев В.Н., 2007]

,

где h - допустимая величина изменения средней оценки в группе.

Численность экспертной группы должна находиться в диапазоне от Nmin до Nmax.

Для каждого эксперта были вычислены коэффициенты аргументации и осведомленности. Произведение этих коэффициентов определяется как коэффициент компетентности i – го эксперта [Шибанов Г.П., 2003]:

,

где - оценка, данная i-м экспертом по -му пункту опроса, - степень влияния j-го источника аргументации на i-го эксперта.

Поскольку допустимая величина изменения средней оценки в группе:

h = 1, , Kmax= 0,9, то Nmin = 4, а Nmax=8. Количественный состав экспертных групп удовлетворял этим условиям.

Среднее значение коэффициентов компетентности М(Кi) находилось в диапазоне [0,71…0,79], что позволяет считать сформированные группы экспертов представительными (таблица 1). Об их валидности свидетельствуют и статистически значимые величины согласованности мнений внутри экспертных групп, которые оценивались по коэффициенту конкордации Кэндалла [Афифи А., Эйзен С.,1982 ]:

,

где pij - ранг i-й альтернативы в ранжировании j-го эксперта; m - количество экспертов, n - число альтернатив. Оценка значимости полученного коэффициента конкордации производилась с помощью 2 - критерия Пирсона:

При сравнении расчетного значенияс табличным значением =11,34, определенным при числе степеней свободы =n-1=3 и уровне значимости p=0,01, если выполняется неравенство, то это свидетельствует о наличии существенного сходства мнений экспертов.

Таблица 1. Количество экспертов и согласованность их мнений по оценке профессиональной готовности и ее компонентов

Задачи экспертного оценивания m М(Кi) 2
Ранжирование компонентов профессиональной готовности 5 0,76 0,93 13,95
Отнесение обследуемых лиц к классам функциональной надежности 5 0,76 0,93 13,95
Отнесение обследуемых лиц к классам физической работоспособности 5 0,71 0,95 14,25
Отнесение обследуемых лиц к классам психологической готовности 5 0,79 0,90 13,50
Отнесение обследуемых лиц к классам технической подготовленности 5 0,72 0,90 13,50
Отнесение обследуемых лиц к классам тактической подготовленности 5 0,73 0,91 13,65
Отнесение обследуемых лиц к классам профессиональной готовности 5 0,77 0,91 13,65

Все компоненты ПГ были ранжированы экспертами по уровню их значимости. Каждому i-му компоненту Fi соответствует его вес Wi, причем:

Для составления системы весов с целью построения рейтинга компонентов каждый эксперт осуществлял ранжирование компонентов по убыванию их значимости:

Fk>...>Fl >...> Fr,

где k l r – индексы компонентов.

Начальные веса компонентов определялись по шкале [Фишберн, 1972]:

,

где n количество компонентов.

Производился поиск результирующего ранжирования – медианы Кемени и вычисление соответствующих ему весовых коэффициентов [Литвак Б.Г., 1982]. Медианой Кемени является такое ранжирование, суммарное расстояние от которого до всех заданных экспертных ранжирований, минимально:

,

где Aj ранжирование j-го эксперта; X медиана Кемени; dj(Aj,X) расстояние между ранжированием j-го эксперта Aj и медианой Кемени X; m количество экспертов.

Описанный метод позволил упорядочить компоненты по степени их значимости с учетом мнения всех экспертов (таблица 2).

Таблица 2.Результаты ранжирования компонентов профессиональной готовности

Наименование компонента Ранг
F1 Функциональная надежность 0,333 1
F2 Физическая работоспособность 0,267 2
F3 Психологическая готовность 0,200 3
F4 Техническая подготовленность 0,133 4
F5 Тактическая подготовленность 0,067 5

Массив полученных данных был распределен на обучающую и контрольную выборки в соотношении 5:1.

На основании имеющихся экспериментальных данных экспертами была определена эталонная классификация ПГ авиационных спасателей, по результатам которой, произведено разбиение лиц, вошедших в обучающую и контрольную выборки, на 3 класса: «готов», «условно готов», «не готов».

В третьей главе проводилась разработка математических моделей для распознавания принадлежности авиационных спасателей к выделенным выше 4 классам для каждого из 5 компонентов профессиональной готовности.

Для определения функциональной надежности (F1) были получены решающие правила, позволяющие по значению критерия оценить принадлежность текущего состояния человека к одному из классов типологических состояний и дать заключение о степени адаптации его организма к окружающей среде.

Применялись различные методы построения решающих правил, и оценивалась эффективность каждого из них:

1. Построение системы дискриминантных функций для каждой методики с применением алгоритмов сокращения пространства показателей, последующая их «свертка» и синтез интегрального критерия.

2. Построение системы дискриминантных функций с использованием методов сокращения пространства показателей.

3. Решение задачи распознавания классов функциональной надежности в нейросетевом базисе, используя полный набор показателей и методы снижения размерности.

Реализация первого метода включает вычисление дискриминантных функций для каждой составляющей функциональной надежности, определение по их значениям апостериорных вероятностей отнесения состояния человека к установленному классу, нахождение с использованием метода анализа иерархий вектора приоритетов, вычисление критериальных функций в виде взвешенной компонентами этого вектора суммы апостериорных вероятностей и выбор по максимальному значению указанных функций одного из альтернативных вариантов.

Дискриминантные функции являются линейной комбинацией элементов вектора показателей:

,

где - значение дискриминантной функции для i-го класса;

- значение j-го коэффициента дискриминантной функции для класса i;

- значение свободного члена дискриминантной функции для класса i;

xj - значение j-го показателя; n – количество показателей.

Коэффициенты линейной дискриминантной функции (ЛДФ) определяются:

,

,

где - обратная ковариационная матрица, - вектор-столбец выборочных средних значений показателей в i-м классе, - вектор-строка выборочных средних значений показателей в i-м классе.

Число дискриминантных функций равно числу классов состояния. Объект относится к тому классу gi, значение линейной дискриминантной функции для которого максимально:

На базе разработанной математической модели оценки функциональной надежности авиационных спасателей были определены линейные дискриминантные функции (ЛДФ) для каждой из используемых методик.

ЛДФ для методики ВСР при использовании показателей, измеряемых до нагрузки и после нагрузки, имеет вид:

Z1=182,05+14,90MxDMn+8,58M+363,04HF+364,98VLF+364,62LF+2,92AMo+263.04HF+254,98VLF+254,62LF,

Z2=184,58+15,49MxDMn+8,77M+364,34HF+366,12VLF+36,88LF+3,85AMo+264.34HF+256,12VLF+255,80LF,

Z3=185,22+14,28MxDMn+9,18M+364,95HF+366,72VLF+366,52LF+4,70AMo+264.95HF+256,72VLF+256,52LF,

Z4=184,01+15,51MxDMn+8,87M+364,14HF+366,12VLF+36,179LF+3,54AMo+264.14HF+256,12VLF+251,79LF,

где HF, LF, VLF, HF, LF, VLF – высокочастотный, среднечастотный и низкочастотный компоненты спектральной мощности и разности их значений после и до нагрузки; MxDMn, M, AMo – разность значений показателей вариационного размаха длительностей кардиоинтервалов, математического ожидания длительности кардиоинтервалов, амплитуды моды длительности кардиоинтервалов, определенных после и до нагрузки, соответственно. Правильные решения составляют не менее 85,7%. Проверка гипотезы о равенстве векторов средних значений показателей ВСР в различных классах с использованием F-аппроксимации U-статистики позволила установить достоверные различия этих векторов. F-критерий достигает значения равного 68,1, а уровень значимости p при (k = 8; n-k=312) степенях свободы меньше 0,001, т.е. F(8;312) = 68,1; p< 0,001.

Система ЛДФ для методики исследования гемодинамики при использовании разности показателей «после нагрузки - до нагрузки»:

Z1=12,55+1,10ЧСС1,55АДСР 2,14ДАД +3,04УО,

Z2=12,49+1,23ЧСС1,58АДСР 2,16ДАД +2,58УО,

Z3=12,11+13,40ЧСС1,68АДСР 2,64ДАД +2,14УО,

Z4=12,08+13,84ЧСС1,97АДСР 2,90ДАД +2,51УО,

где ЧСС, АДСР, ДАД, УО разность значений частоты сердечных сокращений, среднего артериального давления, диастолического давления, ударного объема после и до нагрузки. Правильные решения составляют не менее 83,0%, F(4; 316) = 63,5; p< 0,001.

Система ЛДФ для психофизиологических методик:

Z1=62,56+44,56КЧСМ 13,23РДО +88,12КФР,

Z2=78,87+76,56КЧСМ 24,98РДО +76,44КФР,

Z3=53,53+55,43КЧСМ 44,77РДО +53,15КФР,

Z4=42,44+67,66КЧСМ 56,76РДО +84,86КФР,

где КФР- разность значений показателя качества функции равновесия до и после нагрузки; РДО – разность значений среднего времени реакции на движущийся объект после и до нагрузки; КЧСМ - разность значений критической частоты слияний мельканий после и до нагрузки. Правильные решения составляют не менее 86,8%. F(3; 317) = 33,8; p< 0,001.

Синтез интегрального критерия оценки функциональной надежности по комплексу методик осуществлялся согласно технологии, в основу которой положена теория анализа иерархий [Т.Л.Саати, 1993].

Функциональная надежность спасателей определялась с использованием трех методик, по показателям каждой из которых вычислялись 4 дискриминантные функции, позволяющие устанавливать принадлежность спасателей к одному из 4 классов оценок.

Апостериорные вероятности принадлежности лица, обследованного по методике j (j = 1…3) и описываемого вектором показателей xj к классу i (i=1…4) вычисляются по формуле [Афифи А., Эйзен С.,1982]:

,

В рамках поставленных задач исследования принятие решения о принадлежности обследуемого к определенному классу функциональной надежности следует проводить с использованием критериальной функции выбора вида:

,

где - глобальный вес каждой из альтернатив выбора; - апостериорная вероятность отнесения объекта к i-му классу функциональной надежности по результатам обследования j-й методикой; весовые коэффициенты методик, устанавливаемые с использованием метода анализа иерархий [Т.Л.Саати, 1993].

Коэффициенты являются компонентами главного собственного вектора матрицы парных сравнений.

Выбор альтернативы производится по максимальному значению полученных глобальных весов:

.

На следующем этапе проводилось определение коэффициентов , которое осуществлялось на основании анализа матрицы парных сравнений альтернатив, отражающих важность методик для диагностики классов функциональной надежности.

Система парных сравнений представляется в виде обратно симметричной матрицы. Элементом матрицы является интенсивность проявления элемента иерархии i относительно элемента иерархии j, оцениваемая по шкале интенсивности от 1 до 9.

Вектор приоритетов методик соответствует главному собственному значению матрицы парных сравнений [E] max, которое используется для оценки численной (кардинальной) и транзитивной (порядковой) согласованности. Отклонение от согласованности может быть выражено величиной индекса согласованности (ИС):

ИС = ( max m)/(m 1),

где m-размерность матрицы парных сравнений.

Если разделить ИС на число, соответствующее случайной согласованности, получаем отношение согласованности (ОС):

ОС = ИС / СС.

Для матрицы размера m = 3 случайная согласованность СС = 0,58 [Саати, 1993].

Собственный вектор матрицы парных сравнений обеспечивает упорядочение приоритетов, а собственное значение является мерой согласованности суждений.

На основании результатов экспертного оценивания была сформирована матрица парных сравнений значимости методик, используемых для определения функциональной надежности спасателей (таблица 4).

Таблица 4. Матрица парных сравнений значимости методик

№пп Методика ВСР ГД ПФ
1 Вариабельность сердечного ритма (ВСР) 1 3 7 0,6491
2 Гемодинамика (ГД) 1/3 1 5 0,2789
3 Психофизиологические методы (ПФ) 1/7 1/5 1 0,0719


Pages:     | 1 || 3 | 4 |
 








 
© 2013 www.dislib.ru - «Авторефераты диссертаций - бесплатно»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.