CC BY
28
УДК 351.862
МЕТОДИКА ОПРЕДЕЛЕНИЯ ЗНАЧИМОСТИ ПРОФЕССИОНАЛЬНО-ВАЖНЫХ ТРЕБОВАНИЙ, ПРЕДЪЯВЛЯЕМЫХ К ДОЛЖНОСТНЫМ ЛИЦАМ ОБРАЗОВАТЕЛЬНЫХ УЧРЕЖДЕНИЙ
МЧС РОССИИ
Ж.В. Гербач
доктор социологических нау
профессор учебного военного центра
Южный федеральный университет
Адрес: 347928, Ростовская обл. г. Таганрог, переулок
Некрасовский, д.44
E-mail: Gerbach69Qbk.ru
А.И. Мазаник
доктор военных наук, профессор, главный научный сотрудник научно-исследовательского центра Академия гражданской защиты МЧС России Адрес: 141435, Московская обл., г.Химки, мкр. Новогорск E-mail: agz.u.s.Qyandex.ru
В.В. Панченков
начальник Академии
Академия гражданской защиты МЧС России Адрес: 141435, Московская обл., г. Химки, мкр. Новогорск E-mail: agz.и.sQyandex.ru
Аннотация. В статье рассмотрен алгоритм ранжирования профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам образовательных учреждений МЧС России, в основе которого лежат метод парных сравнений и метод сравнительных суждений Терсто-уна. Предложенный алгоритм включает следующие этапы: организацию сбора информации у экспертов, оценку компетентности экспертов, анализ согласованности мнений экспертов и построение интервальной шкалы предпочтительности сравниваемых требований. Полученные с помощью предложенного алгоритма оценки значимости профессионально-важных требований могут быть использованы при решении кадровых задач: отбора и подбора кандидатов на конкретную должность, проведения аттестации личного состава и т.п.
Ключевые слова: ранжирование профессионально-важных требований, должностные лица образовательного учреждения, метод парных сравнений, метод сравнительных суждений Тер-стоуна, компетентность экспертов, согласованность мнений экспертов, интервальная шкала предпочтительности сравниваемых требований.
Цитирование: Гербач Ж.В., Мазаник А.П., Панченков В.В. Методика определения значимости профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам образовательных учреждений МЧС России // Научные и образовательные проблемы гражданской защиты. 2018. № 2 (37). С. 80-88.
Кадровая работа в МЧС России реализуется на основе Концепции кадровой политики, утверждённой приказом МЧС России от 01.07.2010 №306 «О реализации решения Коллегии МЧС России от 16.06.2010 №4/11», в соответствии с которой разработана траектория должностного роста для офицеров спасательных воинский формирований МЧС России (далее - СВФ МЧС России) и лиц, замещающих воинские должности в органах и организациях МЧС России (рисунок 1). Данная
траектория должностного роста взаимоувязывает:
уровень подготовки специалистов для замещения конкретных должностей;
возраст должностных лиц и выслугу лет в календарном исчислении;
уровень воинского формирования, в котором специалист может проходить военную службу;
нормативное правовое обеспечение прохождения военной службы.
Рисунок 1 - Траектория для офицеров спасательных воинских формирований МЧС России и лиц, замещающих воинские должности в органах и организациях МЧС России
Несмотря на существующую в МЧС России систему отбора и подбора кадров (работа командиров, кадровых служб, аттестационных комиссий), до настоящего времени не удалось полностью исключить кадровые ошибки при принятии решения, что, в свою очередь, оказывает существенное влияние на поддержание требуемого уровня готовности СВФ МЧС России по выполнению задач по предназначению. В некоторых случаях это объясняется низким уровнем работы аттестационных комиссий по оценке персонала, а в некоторых - отсутствием в нормативных документах чётких критериев оценки соответствия должностных лиц занимаемым ими должностям, а также отсутствием единой процедуры подобной оценки и алгоритма выработки решения на каждом из этапов оценки персонала. Для решения этих вопросов необходимо: с одной стороны, сформировать целостную систему требований к кандидатам, должностям, категориям персонала, критериям выбора рационального варианта;
с другой стороны, разработать научно-обоснованные методы и методики оценки
должностных лиц на основании сформированных требований, по результатам которой обеспечить принятие обоснованных решений о назначении на конкретную должность, включении в кадровый резерв и т.п.
Оценка профессионально-важных качеств военного персонала - это систематический, чётко формализованный процесс сбора и анализа информации, основанный, прежде всего, на анализе нормативных документов и результативности деятельности должностного лица на занимаемой должности.
Одной из важнейших задач, которая должна решаться в рамках системы отбора и подбора кадров, является задача определения значимости профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам.
В настоящей статье представлен методический аппарат для решения задачи ранжирования профессионально-важных требований применительно к должностным лицам образовательных учреждений МЧС России.
Анализ процедуры ранжирования профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам образова-
тельных учреждений МЧС России, показал, что эта задача относится к области, где решение не поддается эффективной формализации и велика роль опыта и интуиции. Поэтому для определения значимости требований целесообразно использовать метод экспертных оценок, под которым следует понимать комплекс логических и математических методов и алгоритмов, позволяющих упорядочить и систематизировать процедуры сбора и анализа мнений специалистов, привести их к виду, наиболее пригодному для принятия рационального решения.
Методы, используемые в настоящее время для получения экспертных оценок, достаточно много численны и многообразны [1,2,7,8,15]. Целесообразность применения того или иного метода во многом определяется возможностью сбора необходимой статистической информации и целью исследования. Если оправданы лишь качественные оценки предпочтительности альтернатив либо разбиение их на классы по тем или иным качественным признакам, то могут быть использованы парные или множественные сравнения [7,18], непосредственное ранжирование [11,16], классификация [4,9] и т.д. Если целесообразно получить численные оценки сравнительной предпочтительности альтернатив, то необходимо применять количественные оценки, начиная от непосредственных численных оценок [10,12] и кончая более тонкими методами Терстоуна и фон Неймана-Моргенштерна [14,15].
Для количественной оценки значимости сравниваемых по выбранному признаку требований необходимо:
проранжировать в порядке предпочтения исследуемые требования;
оценить, на сколько одно требование пред-по чтительнее другого •
Для решения этих задач предлагается соответственно метод парных сравнений [7] и метод сравнительных суждений Терстоуна [15].
Модель экспертного оценивания включает объект исследования, критерий, по которому происходит сравнение и процедуру сравнения (рисунок 2).
Объект исследования Показатель сравнения
Требования, предъявляемые к должностному лицу Влияние на качество выполнения функциональных задач
Процедура сравнения
Метод парных сравнений
Метод сравнительных
суждений Терстоуна
Рисунок 2 Модель экспертного оценивания
Анализ ряда работ [3,8,16] показал, что целесообразно установить приоритет метода парных сравнений перед другими методами в случае, если эксперт затрудняется упорядочить исследуемые объекты, вследствие их большого количества. Эти трудности связаны с необходимостью одновременного восприятия многих объектов, поэтому для сравнения объекты предлагаются эксперту по парам. Метод парных сравнений позволяет проранжировать исследуемые объекты в соответствии с выбранным критерием с целью получения порядковой шкалы. Однако ранги указывают только положение каждого объекта в ряду предпочтения, но не являются числовой мерой исследуемого качества.
Метод сравнительных суждений Терстоуна предназначен для обработки матриц парных сравнений с целью получения интервальной шкалы, которая позволяет количественно оценить насколько одно требование пред-по чтительнее другого •
Алгоритм оценки значимости сравниваемых требований предполагает решение следующих задач:
организацию сбора информации у экспертов;
оценку компетентности экспертов; анализ согласованности мнений экспертов; построение интервальной шкалы предпочтительности сравниваемых требований.
Организация сбора информации у экспертов
В методе парных сравнений объекты предлагаются попарно каждому эксперту. Здесь термин «объект» используется в качестве общих) термина, в частности, в настоящей работе под ним понимаются требования к должностным лицам образовательных учреждений МЧС России. Основной экспериментальный акт - сравнение двух объектов А и В г-ым
экспертом, который должен установить предпочтительность одного из них или зафиксировать равенство. Из п объектов можно составить
п(п - 1) сп = —2— п аР.
Каждый г-ый эксперт при попарном сравнении заполняет матрицу, элементы которой равны
{1, если Qi > 0,5, если ~ 0, если < <^к
Знаки > и ~ означают соответственно предпочтение и равенство.
Оценка компетентности экспертов
Компетентность каждого г-го эксперта может быть оценена на основе собранной экспертной информации и заключается в определении количества циклов в рассматриваемой матрице. Если для любых трёх объектов выполняется система предпочтений
х >у > г > х
или
х <у < г < х,
то предпочтения характеризуются цикличностью. Наличие в матрице циклических триад свидетельствует о непоследовательности экспертов в своих суждениях. Для группы из трёх объектов результатом непоследовательности является циклическая триада; для большей группы объектов множество суждений можно считать тем более последовательным, чем меньше циклических триад оно содержит.
Определяя количество циклических триад в матрице, можно судить о степени компетентности каждого эксперта. Важным свойством метода парных сравнений является возможность проявления таких противоречий и выражение их в количественной форме. Максимальное количество циклов р по трём объектам определяется из выражения [4]
{1/24(п3 — п), если п печёт но; 3
1/24(п3 — 4п),если п чётно.
Минимальное количество циклов по трём объектам равно нулю. Таким образом, может быть введён коэффициент последовательности г-го эксперта в своих суждениях
£ =
1—
24^
24^
если п нечет но;
ч , , если п четно.
где й - число обнаруженных циклов по трём объектам.
Когда число объектов велико, прямой путь определения количества циклов очень затруднителен, поэтому была разработана формула [4] для определения количества циклов непосредственно из матрицы предпочтений
1 1 п й = -П(П — 1)(П — 2) — - ^ аг(аг — 1),
г=1
где аг - сумма чисел г-ой строки.
Как любая статистическая характеристика, коэффициент последовательности г-го эксперта является случайной величиной, то есть его значения случайно распределены вокруг параметра генеральной совокупности (истинного значения коэффициента последовательности). Для статистического вывода о наличии согласованности в предпочтениях эксперта необходимо провести проверку значимости выборочного коэффициента последовательности, что позволит определить является ли вычислительный коэффициент £ результатом случайного определения предпочтений (такая ситуация имеет место, когда эксперт совершенно некомпетентен), либо же, напротив, предпочтения эксперта характеризуются некоторой, хотя возможно и не идеальной, согласованностью. При оценке значимости коэффициента последовательности выдвигается нулевая гипотеза Но против альтернативной Н\, которые заключаются в следующем:
Но: существенного различия между выборочным коэффициентом последовательности и коэффициентом последовательности генеральной совокупности £г = 0 нет;
Н\: выборочный коэффициент последовательности существенно больше коэффициента последовательности генеральной совокупности £г = 0 .
ч
п^—п
Из постановки задачи проверки значимости следует, что необходимо использовать одностороннюю критическую область.
Для оценки значимости коэффициента последовательности г-го эксперта при п > 7 используется статистика [4,6]
п(п— 1)
£ = £ С222Т, 8=1
где Т - число, стоящее на пересечении д-ой строки и го столбца,
Хп,
8 1 1
« ^ (4— 6 +2) + ^ (1)
имеющая %2 - распределение Пирсона с щ
степенями свободы,
п(п — 1)(п — 2) (п — 4)2 '
(2)
В работе [4] приведено распределение й при п < 7.
Значение статистики, вычисленное по (1), сравнивается с её критическим значением, определяемым по специальным таблицам [13] при заданном уровне значимости и соответствующем числе степеней свободы. Если Х^ > Х^1>а ■> т0 с вероятностью 1 - а коэффициент последовательности г-го эксперта значимо отличается от нуля.
Анализ согласованности мнений экспертов
Определение согласованности экспертов может быть проведено на основе анализа результирующей матрицы, каждый элемент которой Kjq определяется из выражения
К,я = Е^
гуд-
(3)
г=1
При определении согласованности экспертов между собой необходимо рассмотреть два случая:
I. При попарном сравнении двух объектов О/ и Яд каждый эксперт отдал строгое предпочтение одному из них. Для этого случая коэффициент согласия и может быть определён из выражения [7]
2£ 1 7/ = -==— — 1 —
а П 2 П 2 1
8£
т(т — 1)п(п — 1)
1,
где £ - сумма числа случаев совпадения мнений между парами экспертов, определяемая из выражения
Т = (ТЩ).
II. Если на пересечении ^'-го столбца и д-ой строки стоит дробное число 1/2А, где А -целая часть числа, то его дополнение - число, которое расположено в клетке, находящейся на пересечении ^'-го столбца и д-ой строки определяется из выражения
1/2В = т — 1/2А, где А + В + 1 = т.
В этом случае значение величины £ имеет вид [7]
п (п — 1)
£ = £ (С1 2 А + С11 в) =
5=1
п (п — 1)
= £ [2 + С2-0+
8=2 2
+2 (^2+1 + °2в-1)].
Проверка значимости и возможна при нулевой гипотезе Но о том, что предпочтения всех экспертов случайны. Для этого используются таблицы распределения величины приведённые в работе [7], в которой построены распределения для т = 3 и п = 2,8; т = 4 и п = 2,6; т = 5 и п = 2,5 ш = 6 и п = 2,4.
Для больших значений тип вполне удовлетворительные результаты обеспечивает аппроксимация с помощью распределения %2 [7ДЗ]
V- = 4 (V-1С2 С2 т — 3 ^ ХР т_ 2 ).
1т- 2'
Число степеней свободы определяется из выражения
V = С,
2 т(т — 1) (т — 2)2 '
и
Аналогичная оценка согласованности мнений экспертов может быть получена с помощью коэффициента конкордации Кендела [4Д6]
12 £ D2
W =
3 = 1
т2(п2 — п) — тВ'
где
D3 = Е Ri3
i=1
m n
£ £ Rh
i=ij=\ ;
n '
£¿=1 ^з ~ сумма рангов, присвоенная всеми экспертами ^'-му объекту;
i=12^lj=1 """"" среднее значение сумм рангов;
в = — ),
к=1
где В к - число связанных рангов; г - количество связок. Построение интервальной шкалы предпочтительности сравниваемых требований
Дальнейшая обработка результатов экспертного опроса проводится с целью получения интервальной шкалы предпочтительности сравниваемых требований и включает следующие этапы:
построение матрицы
доля случаев предпочтительности объекта ] объекту д подчиняется нормальному закону
Р;
1
34
V2n
е 2 dt.
На этом этапе строится матрица Z =|| Zjq ||, выражающая степень различия между объектом j и объектом q в стандартных отклонениях, то есть Pjq рассматривается как площадь нормированного нормального распределения от до Zjq. Площадь под кривой показывает относительное число предпочтений объекта ./объекту q, когда Zjq измеряется в единицах стандартного отклонения.
Для построения матрицы || Ziq || используются таблицы функции Лапласа Ф(Ъ) [13]
ад =
1
V2k .
е 2 dt.
о
Весовые коэффициенты сравниваемых подмножеств определяются как средние величины в соответствующих строках
1
F & ) = ^Е .
4=1
За точку отсчёта целесообразно взять значение тгпУ((). Приведённые веса сравниваемых подмножеств определяются из выражения
Р =11 Ргя II ,
где Рщ - доля случаев, когда объект ] ока-
есть
Р;
К
зя
3Q
т
где - элемент результирующей матрицы Ар]
построение интервальной шкалы на основе использования закона сравнительных суждений Л.Терстоуна [18,19], согласно которому при большом числе экспертов (т = 20... 25)
Уз = у ((з) + 1ттУ ()|.
Относительные значения предпочтительности сравниваемых требований определяются из выражения
Vi
Wj =
3 = 1
С помощью предложенной методики может быть определена значимость профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам образовательных учреждений МЧС России.
2
Z
2
Литература
1. Бешелев С.Д., Гурвич Ф.Г. Экспертные оценки. - М.: Наука, 1989. - 223 с.
2. Борисов H.H., Левченко A.C. Методы оценки решений: элементы анализа.- Рига: РПИ, 1980. — 189 с.
3. Бурнов В.Н. и др. Получение и анализ экспертной информации.- М.: II!IV. 1991. - 273 с.
4. Гладких Б.А. Некоторые проблемы классификации.- В сб.: Распознание образов в экономико-статистическом моделировании.- Новосибирск: ИЭ и ОПП ССО АН СССР, 1984. С. 57-68.
5. Горелов В.Е. и др. Методы экспертных оценок.- М.: ВНИИПИ, 1997. - 165 с.
6. Григорьев В.М. Эксперты в системе управления общественным производством.- М.: Мысль, 1986. — 241 с.
7. Девид Г. Метод парных сравнений- М.: Статистика, 1998. - 452 с.
8. Дрейпер Н., Смит Г. Прикладной регрессионный анализ.- М.: Финансы и статистика, 1986. - 316 с.
9. Заимских А.П. и др. Проблемы выбора коэффициента близости и алгоритмов автоматической классификации в процедурах структуризации.-М.: ЦЭМИ АН СССР, 1989. - 176 с.
10. Кини Р.Л., Райфа X. Принятие решений при многих критериях: предпочтения и замещения.- М., Радио и связь, 1987. - 364 с.
11. Клигер С.А., Косолапов М.С. Шкалирование при сборе и анализе социологической информации.-М.: Наука, 1988. - 254 с.
12. Мазаник А.И. Экспертная модель для оценки профессионально-важных требований, предъявляемых к должностным лицам органов военного управления. Электронный научный журнал «Проблемы безопасности». 2012. № 4 (18). С. 11-12.
13. Пустыльник F..II. Статистические методы анализа и обработки наблюдений.- М.: Наука, 1968. -249 с.
14. Сакович В.А. Модели управления запасами.- Минск: Наука и техника, 1986. - 323 с.
15. Терстоун Л. Психофизиологический анализ. В сб. Проблемы и методы психофизики.- М.: МГУ, 1984. - 296 с.
16. Фёрстер Э., Рёнц Б. Методы корреляционного анализа.- М.: Финансы и статистика, 1983. - 378 с.
17. Цвиркун А.Д. Основы синтеза структуры сложных систем.- М.: Наука, 1986. - 437 с.
18. Шеффе Г. Дисперсионный анализ.- М.: ФМ, 1963. - 532 с.
19. Итоговый отчет о НИР «Разработка единых принципов и методик формирования кадрового резерва для замещения основных командно-штабных должностей».- М.: ЦП СЯС АВН, 2006. — 362 с.
METHODOLOGY OF DETERMINING THE SIGNIFICANCE OF PROFESSIONAL IMPORTANT REQUIREMENTS TO OFFICIALS OF EDUCATIONAL INSTITUTIONS OF THE EMERGENCY MINISTRY OF RUSSIA
Aleksandr MAZANIK
Doctor of military Sciences, Professor
chief researcher Scientific Officer employee of
the Research Center Civil Defence Academy
EMERCOM of Russia
Address: 141435, Moscow region,
Khimki md. Novogorsk,
E-mail: agz.u.s.Qyandex.ru
Abstract. The article considers the ranking algorithm for professionally important requirements for officials of educational institutions of the Ministry of Emergencies of Russia, based on the method of paired comparisons and the method of comparative judgments of Thurstown. The proposed algorithm includes the following stages: organization of information collection from experts, assessment of experts 'competence, analysis of expert opinions' consistency and construction of interval scale of preference for compared requirements. The evaluation of the importance of professionally important requirements obtained with the help of the proposed algorithm can be used to solve personnel problems: selection and selection of candidates for a specific position, certification of personnel, etc.
Keywords: the ranking of professionally important requirements, officials of the educational institution, the method of paired comparisons, the method of comparative judgments of Thurstone, the competence of experts, the consistency of expert opinions, the interval scale of the preference for compared requirements.
Citation: Gerbach J.V, Mazanik A.I, Panchenkov V.V (2018) Metodika opredeleniya znachimosti professional'no-vazhnykh trebovaniy, pred"yavlyayemykh k dolzhnostnym litsam obrazovatel'nykh uchrezhdeniy MCHS Rossii [Methodology for determining the significance of professionally important requirements for officials of educational institutions of the Ministry of Emergencies of Russia]. Scientific and educational problems of civil protection, no. 2 (37), pp. 80-88 (in Russian).
1. Beshelev S.D., Gurvich F.G. Ekspertnyye otsenki. - M.: Nauka, 1989. - 223 s.
2. Borisov N.N., Levchenko A.S. Metody otsenki resheniy: elementy analiza.- Riga: RPI, 1980. - 189 s.
3. Burnov V.N. i dr. Polucheniye i analiz ekspertnoy informatsii.- M.: IPU, 1991. - 273 s.
4. Gladkikh B.A. Nekotoryye problemy klassifikatsii.- V sb.: Raspoznaniye obrazov v ekonomiko-statisticheskom modelirovanii.- Novosibirsk: IE i OPP SSO AN SSSR, 1984. S. 57-68.
5. Gorelov V.Ye. i dr. Metody ekspertnykh otsenok.- M.: VNIIPI, 1997. - 165 s.
6. Grigor'yev V.M. Eksperty v sisteme upravleniya obshchestvennym proizvodstvom.- M.: MysP, 1986. -241 s.
7. Devid G. Metod parnykh sravneniy- M.: Statistika, 1998. - 452 s.
8. Dreyper N., Smit G. Prikladnoy regressionnyy analiz.- M.: Finansy i statistika, 1986. - 316 s.
Jeanette GERBACH
doctor of sociology
professor of military training center
South Federal University
Address: 347928, the Rostov region. Taganrog,
Nekrasovsky Lane, 44
E-mail: Gerbach69Qbk.ru
Victor Panchenkov
Head of the Academy
Academy of Civil Protection of the Ministry of Emergency Situations of Russia Address: 141435, Moscow Region, Khimki, md. Novogorsk E-mail: agz.u.sQyandex.ru
References
9. Zaimskikh A.N. i dr. Problemy vybora koeffitsiyenta blizosti i algoritmov avtomaticheskoy klassifikatsii v protsedurakh strukturizatsii.-M.: TSEMI AN SSSR, 1989. - 176 s.
10. Kini R.L., Rayfa KH. Prinyatiye resheniy pri mnogikh kriteriyakh: predpochteniya i zameshcheniya.- M., Radio i svyaz', 1987. - 364 s.
11. Kliger S.A., Kosolapov M.S. Shkalirovaniye pri sbore i analize sotsiologicheskoy informatsii.- M.: Nauka, 1988. - 254 s.
12. Mazanik A.I. Ekspertnaya model' dlya otsenki professional'no-vazhnykh trebovaniy, pred"yavlyayemykh k dolzhnostnym litsam organov voyennogo upravleniya. Elektronnyy nauchnyy zhurnal «Problemy bezopasnosti». 2012. № 4 (18). S. 11-12.
13. Pustyl'nik Ye.I. Statisticheskiye metody analiza i obrabotki nablyudeniy.- M.: Nauka, 1968. - 249 s.
14. Sakovich V.A. Modeli upravleniya zapasami.- Minsk: Nauka i tekhnika, 1986. - 323 s.
15. Terstoun L. Psikhofiziologicheskiy analiz. V sb. Problemy i metody psikhofiziki.- M.: MGU, 1984. - 296 s.
16. Forster E., Ronts B. Metody korrelyatsionnogo analiza.- M.: Finansy i statistika, 1983. - 378 s.
17. Tsvirkun A.D. Osnovy sinteza struktury slozhnykh sistem.- M.: Nauka, 1986. - 437 s.
18. Sheffe G. Dispersionnyy analiz.- M.: FM, 1963. - 532 s.
19. Itogovyy otchet o NIR «Razrabotka yedinykh printsipov i metodik formirovaniya kadrovogo rezerva dlya zameshcheniya osnovnykh komandno-shtabnykh dolzhnostey».- M.: TSP SYAS AVN, 2006. - 362 s.
