Psikhologicheskie Issledovaniya • ISSN 2075-7999
peer-reviewed • open access journal
      

 

Related Articles

Рассказова Е.И., Тхостов А.Ш., Абрамова Ю.А. Несогласованность оценок себя, мира и людей как психологический конструкт: разработка и апробация методики противоречивости когнитивных убеждений

English version: Rasskazova E.I., Tkhostov A.Sh., Abramova Yu.A. Inconsistency of self-estimation, estimation of the world and estimation of other people as a psychological construct: development and validation of a cognitive beliefs inconsistency study method
Московский государственный университет имени М.В.Ломоносова, Москва, Россия
Научный центр психического здоровья, Российская академия медицинских наук, Москва, Россия

Сведения об авторах
Литература
Ссылка для цитирования


Хотя традиционная психодиагностика основана на требовании согласованности и устойчивости как меры надежности, несогласованность, противоречивость и разнообразие в ответах и поведении людей могут иметь важное прогностическое значение. Целью данной работы является разработка методики, позволяющей дифференцировать противоречивость в убеждениях о себе, мире и людях на основе оценок противоположных прилагательных. На выборке взрослых испытуемых (N = 79) было показано, что методика может использоваться для диагностики двух различных типов противоречивости (вызванных соглашательским стилем ответов и связанных с неустойчивостью ответов). Позитивность в оценках себя, мира и людей определяется различными конструктами, и только позитивные оценки себя значимо связаны с психологическим благополучием. Противоречивость оценок себя, мира и людей несводима к позитивности этих оценок; при этом неустойчивость в оценках себя связана с более низким психологическим благополучием. Предложены две альтернативные формы методики и продемонстрированы их функциональная, шкальная и концептуальная эквивалентность.

Ключевые слова: несогласованность оценок, методика противоречивости когнитивных убеждений, психологическое благополучие, когнитивный подход А.Бека

 

Постулат о необходимости согласованности и устойчивости методических инструментов как меры их надежности является фундаментальным принципом традиционной психодиагностики [Бурлачук, 2006; Шмелев, 2002], а значительная часть подходов в психологии личности опирается на предположение о наличии ее стабильных, устойчивых и единых характеристик и черт [Fleeson, 2001]. Тем не менее к настоящему времени накоплен значительный объем эмпирических данных, позволяющих усомниться в правомерности и необходимости этих постулатов и, более того, предполагать, что разные формы несогласованности и разнообразия в ответах и поведении людей могут иметь важное прогностическое значение и должны учитываться при психодиагностике личности. При этом дисперсия, то есть неустойчивость с течением времени или в различных ситуациях, является важным показателем, характеризующим личность, а колебания значений психологических показателей с течением времени часто не происходят случайно вокруг некого среднего (т.е. нестационарны, например, психологическое развитие) и подчиняются разным закономерностям у разных людей [Molennar, Campbell, 2009; Hamaker et al., 2005].

Представления о диагностической важности несогласованности в оценках себя имеют длительную историю в исследованиях Я-концепции и самосознания, различаясь, однако, в том, какая именно несогласованность важна и сказывается ли она позитивно или негативно на психологическом благополучии и успешности деятельности [Lynch, 2014]. Наиболее распространенный подход утверждает, что важна согласованность различных аспектов Я-концепции друг с другом, их постоянство в течении времени или в разных социальных ролях. При этом в теоретической традиции, восходящей к психоанализу, несогласованность квалифицируется как признак фрагментации Я-концепции и психологического неблагополучия, а в традиции, восходящей к социологическим работам, – как признак вариативности и гибкости в приспособлении к социальным ситуациям. В клинической психологии важность фактора дифференцированности самосознания была показана на модели личностных расстройств [Соколова, 1989].

Независимо от принятого подхода, можно указать на несколько методических ограничений в исследованиях несогласованности оценок. Во-первых, исследования касаются практически исключительно оценок себя и своего поведения, а аспект взаимодействия с миром задается варьированием социальных ролей или течением времени (предполагается, что при этом меняются ситуации, в которые попадает испытуемый). Между тем в когнитивном подходе указывается на важность анализа убеждений о себе, мире и других людях [Бек, 2006] – и вопрос о том, стоит ли за этими убеждениями и их разнообразием (несогласованностью) одно или несколько оснований, остается открытым. Во-вторых, сам методический прием измерения оценок себя с течением времени или в разных социальных ролях, на наш взгляд, может быть причиной смешения явлений фрагментации и гибкости в Я-концепции (случайных и диффузных колебаний с закономерными гибкими и часто целенаправленными изменениями). Несогласованность, вызванная диффузностью и фрагментацией Я-концепции, должна проявляться одномоментно, например, в рамках одного диагностического интервью или клинико-психологического исследования [Кернберг, 2001; Соколова, 1989], а не только в динамике.

Наконец, исследования несогласованности субъективных оценок подвержены целому ряду математических артефактов. Проявление несогласованности может быть обусловлено особенностями шкал измерительных инструментов: например, прилагательные, характеризующие противоположные полюса в семантическом дифференциале, часто не являются субъективно противоположными для испытуемых [Митина, Осин, 2010]. Если несогласованность рассчитана на основе факторного анализа, она зависит от того, полностью ли испытуемый использует шкалу ответов (например, как часто выбирает крайние варианты), а если несогласованность вычисляется как мера разброса (например, стандартное отклонение), она зависит от средних оценок [Baird et al., 2006].

Целью данной работы является преодоление некоторых из указанных ограничений в русле когнитивного количественного подхода и разработка методики диагностики противоречивости в одномоментных оценках себя, мира и людей (в соответствии с классификацией когнитивных убеждений А.Бека). Основной задачей была разработка и апробация в норме двух эквивалентных форм методик (далее – X и Z). Для снижения вероятности артефактов, вызванных корреляцией среднего и стандартного отклонения [Baird et al., 2006], несогласованность рассчитывалась не как отличия от среднего, а как попарные различия в оценках противоположных прилагательных. Для контроля ошибки, связанной с субъективной противоположностью [Митина, Осин, 2010], на предварительном этапе обработки данных отбирались прилагательные, субъективно (а не только лингвистически) противоположные в отношении объектов оценки (Я, мир, люди). Дополнительно в работе ставились задачи дифференциации роли оценок себя, мира и людей в психологическом благополучии и выраженности психопатологической симптоматики и анализа дополнительных возможностей конструкта противоречивости когнитивных убеждений, по сравнению с оценкой их выраженности.

Методы

Выборка

В исследовании приняли участие 79 человек в возрасте от 18 до 51 года (26 мужчин, 53 женщины, средний возраст 28,8 ± 8,7 лет) без психических заболеваний. 7 человек (8,9%) имели среднее и среднее специальное образование, 26 (32,9%) – неоконченное высшее и 46 (58,2%) – высшее образование. Испытуемые были случайным образом разделены на две группы: 41 человек заполняли бланк X методики противоречивости когнитивных убеждений, 38 человек – бланк Z. В остальном процедура исследования совпадала для всех испытуемых. Испытуемые в двух группах не различались по возрасту, полу и уровню образования.

Методики

В исследовании использовались следующие методики.

Методика диагностики противоречивости когнитивных убеждений (МПКУ) была разработана нами на основе когнитивной модели А.Бека (2006) с целью дифференциальной диагностики оценок себя, мира и людей и противоречивости этих оценок. Разработка и апробация методики включала несколько этапов.

1. На первом этапе были отобраны пары антонимичных по смыслу оценочных прилагательных, одно из которых было положительным по смыслу, второе – отрицательным. Прилагательные отбирались на основе теоретических положений когнитивной модели А.Бека о вариантах формулировки негативных когнитивных убеждений [Бек, 2006; Бек и др., 2003; Бек, Фримен, 2002; Beck, 2005; Beck, Emery, 2005] по возможности без приставки «не». Из этих пар были составлены два альтернативных бланка X и Z. Использование слов связано с временем их приобретения: для контроля этого параметра пары распределялись между бланками не только на основе их содержания (по результатам экспертной оценки: например, в бланк X вошла пара «предсказуемый – непредсказуемый», а в бланк Z – «понятный – загадочный»), но и по частотности слов в русском языке (по частотному словарю [Ляшевская, Шаров, 2009]). При этом мы опирались на данные о том, что частотность слов связана со временем их приобретения [Ахутина, 1977]. В результате в каждый бланк (см. табл. 1) вошли по 12 пар противоположных прилагательных и по одной тройке прилагательных в тех случаях, когда результаты экспертной оценки не были однозначны (например, «прекрасный» или «замечательный» как противоположности «дурному»; в этих случаях окончательная пара выбиралась на основе эмпирических данных). Одна пара – здоровый / больной – совпадала в обоих бланках, поскольку подобрать близкой по частотности и содержанию пары прилагательных не удалось.

Таблица 1
Пары и частотность противоположных прилагательных в методике диагностики неустойчивости субъективных оценок в бланках X и Z

  Бланк X Бланк Z
1 Предсказуемый (–) – непредсказуемый (–) Понятный (71,6) – загадочный (28,4)
2 Безопасный (24,0) – опасный (95,7) Нестрашный (–) – страшный (169,1)
3 Прекрасный (148,4) – замечательный (87,4) – дурной (31,1) Правильный (92,4) – ошибочный (–) – неправильный (26,6)
4 Здоровый (86,6) – больной (71,0) Здоровый (86,6) – больной (71,0)
5 Интересный (171,9) – скучный (22,8) Яркий (93,9) – мрачный (32,4)
6 Хороший (471,4) – плохой (221,6) Надежный (47,2) – неустойчивый (35,7 – для «устойчивый»)
7 Положительный (53,7) – отрицательный (32,2) Веселый (97,7) – грустный (30,6)
8 Важный (277,0) – бессмысленный (29,1) Нужный (351,9) – лишний (83,5)
9 Доброжелательный (–) – враждебный (–) Добрый (171,1) – злой (61,5)
10 Активный (85,7) – пассивный (–) Сильный (220,5) – слабый (94,1)
11 Внимательный (24,8) – равнодушный (20,4) Заботливый (–) – безразличный (–)
12 Расслабленный (–) – напряженный (27,0) Справедливый (33,9) – несправедливый (–)
13 Полезный (75,2) – вредный (31,2) Приятный (72,7) – неприятный (46,5)


Примечания. В скобках указана частотность в русском языке [Ляшевская, Шаров, 2009].

2. На втором этапе были окончательно сформированы альтернативные бланки методик. Испытуемых просили оценить по шкале Лайкерта от 1 («полностью не согласен») до 5 («полностью согласен») три объекта (Я, мир и люди) по каждому из 27 прилагательных бланка. Порядок прилагательных в бланках определялся при помощи датчика случайных чисел, но был одинаков для всех испытуемых.

3. На третьем этапе были собраны эмпирические данные. С целью контроля метрической ошибки, когда противоположные прилагательные могут субъективно не являться противоположными для испытуемых [Митина, Осин, 2010], на этом этапе был проведен предварительный анализ данных и отбор тех пар прилагательных, которые противоположны не только лингвистически, но и субъективно для испытуемых при оценке себя, мира и людей. По результатам этого анализа было отобрано по 8 пар прилагательных в каждом бланке. На основе этих пар рассчитывались следующие группы показателей.

Валентность оценок себя, мира и людей – мера общей положительности / отрицательности в оценках по каждому объекту. Рассчитывался средний балл по каждой из шкал (Я, мир, люди); баллы по положительным прилагательным считались прямыми, по отрицательным – обратными.

Противоречивость, обусловленная специфическим (соглашательским) стилем ответов, – мера закономерной рассогласованности в ответах на противоположные прилагательные. Высокие баллы по показателям этой группы означают склонность соглашаться с противоположными прилагательными, низкие баллы – склонность не отказываться от обеих противоположностей. Для каждой пары противоположных прилагательных рассчитывалась разность их оценок (позитивные прилагательные считались прямыми пунктами, отрицательные – обратными). Например, если испытуемый оценивал себя как доброжелательного на 2 балла (от 1 до 5) и как враждебного на 4 балла (от 1 до 5), то разность между оценками была равна 0, то есть оценки испытуемого полностью согласованы. Если же его оценки были 1 и 3 балла, разность была равна –2. Затем вычислялись средние оценки Я, мира и людей по всем 8 парам, которые варьировали от –4 (низкие оценки по противоположным прилагательным) до 4 (высокие оценки по противоположным прилагательным) баллов.

Противоречивость, обусловленная неустойчивыми ответами, – мера случайной рассогласованности в ответах на противоположные прилагательные. Нулевые показатели означают полностью согласованные оценки, тогда как чем выше значения по этой группе показателей, тем более рассогласованные оценки противоположных прилагательных (неважно, в сторону переоценки или недооценки обеих противоположностей) дает испытуемый. Расчеты проводились так же, так и для показателя соглашательского стиля, разности оценок между противоположными прилагательными брались по модулю. В результате для каждого объекта (Я, мир, люди) показатели по шкале неустойчивости оценок варьировали от 0 (полная согласованность) до 4 (несогласованность) баллов.

4. Задачами четвертого этапа были (1) выявление на основе полученных данных диагностических возможностей показателей валентности и противоречивости оценок себя, мира и людей и (2) проверка эквивалентности форм X и Z.

Шкала удовлетворенности жизнью SWLS [Осин, Леонтьев, 2008; Diener et al., 1985] – скрининговая методика оценки общей удовлетворенности жизнью. Состоит из пяти пунктов (например, «Я полностью удовлетворен моей жизнью»), оцениваемых по шкале Лайкерта от 1 до 7.

Шкала позитивных и негативных переживаний ([Diener et al., 2010] в апробации Е.И.Рассказовой) – скрининговая методика диагностики позитивных и негативных эмоций. Согласно теории субъективного благополучия Э.Динера, диагностика удовлетворенности жизнью как когнитивного компонента благополучия должна дополняться диагностикой позитивных и негативных эмоций. Шкала позитивных и негативных эмоций предложена им как альтернатива наиболее распространенной в мире шкале позитивного и негативного аффекта PANAS [Watson et al., 1988], критикуемой за то, что большинство пунктов в ней оценивают переживания, связанные с высоким уровнем возбуждения (активный, сильный и т.п.), а не качественные особенности эмоций (например, счастливый, благодарный, любящий и т.п.). Шкала позитивных и негативных переживаний включает перечень из 6 негативных и 6 позитивных переживаний с разным уровнем возбуждения (например, чувствовал себя «плохо» или «радостным»); испытуемый оценивает их частоту за прошедшие 4 недели по шкале Лайкерта от 1 до 5. В данном исследовании шкалы позитивных и негативных эмоций были согласованы (альфа Кронбаха 0,88 для обеих шкал), негативно коррелировали между собой (r = –0,41, p < 0,01), а 2-факторная структура методики полностью соответствовала шкалам позитивных и негативных эмоций и объясняла 63,9% дисперсии данных.

Опросник выраженности психопатологической симптоматики SCL-90R [Тарабрина, 2007] включает 90 симптомов, выраженность которых оценивает испытуемый (например, «головные боли», «мысли о том, чтобы покончить с собой» и т.д.) по шкале Лайкерта от 0 до 4. Пункты группируются в девять шкал: шкала соматизации, шкала обсессивности-компульсивности, межличностной сензитивности, депрессии, тревожности, враждебности, фобической тревожности, паранойяльных тенденций, психотизма. На основе шкал рассчитываются три обобщенных индекса: общий индекс тяжести симптоматики, индекс наличия симптоматического дистресса, общее число утвердительных ответов. Хотя названия и распространенные описания шкал имеют очевидную клиническую коннотацию, повышение показателей по шкалам возможно в норме и свидетельствует о психологическом неблагополучии.

Методы анализа данных

Обработка данных проводилась в программах SPSS 20.0. Значимость различий между корреляциями оценивалась в программе StatSoft Statistica 8.0.

Результаты

Субъективная оценка противоположных прилагательных

Задачей предварительного этапа анализа данных было отобрать те пары прилагательных, которые субъективно противоположны для испытуемых. Например, если «Я-активный» и «Я-пассивный» не воспринимаются людьми как противоположности, включение пары «активный – пассивный» в методику будет выявлять скорее склонность ориентироваться на принятый в обществе смысл (в отличие от склонности ориентироваться на лингвистическое значение), нежели несогласованность в оценке Я. В целом субъективно противоположными можно признать следующие пары прилагательных. В бланке X: «предсказуемый – непредсказуемый», «безопасный – опасный», «здоровый – больной», «хороший – плохой», «доброжелательный – враждебный», «положительный – отрицательный», «внимательный – равнодушный», «расслабленный – напряженный». Частотность по положительным прилагательным варьирует от 0 до 471,4 (медиана – 24,4), по отрицательным прилагательным – от 0 до 221,6 (медиана – 29,6). В бланке Z: «страшный – нестрашный», «правильный – неправильный», «здоровый – больной», «нужный – лишний», «добрый – злой», «сильный – слабый», «справедливый – несправедливый», «приятный – неприятный». Частотность по положительным прилагательным варьирует от 0 до 351,9 (медиана – 89,5), по отрицательным прилагательным – от 0 до 169,1 (медиана – 66,3) (см. табл. 2).

Таблица 2
Субъективное восприятие антонимов как противоположных при оценке себя, мира и людей: результаты корреляционного анализа

  Пары прилагательных Корреляции оценок противоположных прилагательных
Я Мир Люди
Бланк X Предсказуемый – непредсказуемый –0,69** –0,55** –0,61**
Безопасный – опасный –0,73** –0,48** –0,30
Прекрасный – дурной –0,30 –0,25 –0,30
Замечательный – дурной –0,31 –0,08 –0,17
Здоровый – больной –0,66** –0,72** –0,58**
Интересный – скучный –0,32* –0,20 –0,26
Хороший – плохой –0,47** –0,38* –0,29
Положительный – отрицательный –0,51** –0,25 –0,36*
Важный – бессмысленный –0,27 –0,22 –0,22
Доброжелательный – враждебный –0,63** –0,59** –0,50**
Активный – пассивный –0,39* –0,11 –0,39*
Внимательный – равнодушный –0,22 –0,57** –0,45**
Расслабленный – напряженный –0,54** –0,34* –0,44**
Полезный – вредный –0,33* –0,05 –0,33*

Бланк Z

Понятный – загадочный –0,23 –0,26 0,01
Нестрашный – страшный –0,64** –0,46** –0,22
Правильный – неправильный –0,48** –0,63** –0,43**
Правильный – ошибочный –0,04 –0,19 –0,16
Здоровый – больной –0,33* –0,52** –0,58**
Яркий – мрачный –0,35* –0,24 –0,21
Надежный – неустойчивый –0,31 –0,46** –0,01
Веселый – грустный –0,27 –0,33* –0,05
Нужный – лишний –0,67** –0,57** –0,48**
Добрый – злой –0,49** –0,47** –0,41**
Сильный – слабый –0,60** –0,54** –0,32*
Заботливый – безразличный –0,49** –0,17 –0,28
Справедливый – несправедливый –0,70** –0,74** –0,17
Приятный – неприятный –0,46** –0,33* –0,40*

Примечания. Уровень значимости корреляций: * – p < 0,05; ** – p < 0,01.

По результатам предварительного этапа в каждом бланке было отобрано 8 пар прилагательных, которые не только являлись антонимами с лингвистической точки зрения, но и субъективно воспринимались испытуемыми как противоположные. Важно отметить, что в среднем показатели частотности прилагательных после отбора в бланке Z стали выше, чем в бланке X. Для будущих исследований можно рекомендовать перегруппировать пары прилагательных более равномерно.

Валентность и противоречивость оценок Я, мира и людей

Задачей следующего этапа анализа данных было выявление особенностей оценок себя, мира и людей в бланках X и Z, а также противоречивости в оценках, вызванных специфическим стилем ответов или неустойчивостью.

Валентность оценок Я, мира и людей. В соответствии с исходными предположениями, склонность оценивать положительно или отрицательно себя, мир и людей является надежным показателем: оценки по всем прилагательным достаточно согласованы (альфа Кронбаха 0,76–0,85). При этом как испытуемые, отвечавшие на бланк X (n = 41), так и испытуемые, отвечавшие на бланк Z (n = 38), оценивают себя более положительно, нежели мир (t = 7,87 в бланке X и t = 4,33 в бланке Z, p < 0,01) и людей (t = 8,82 в бланке X и t = 6,64 в бланке Z, p < 0,01). Кроме того, при ответе на бланк Z оценки мира на уровне тенденции более позитивны, чем оценки людей (t = 1,95, p < 0,06) – однако, учитывая, что этот результат не достигает принятого уровня значимости и не воспроизводится в бланке X, его можно считать случайным.

Противоречивость оценок Я, мира и людей. В отличие от большей части исследований несогласованности ответов [Lynch, 2014; Baird et al., 2006], которая касается изменения самооценок в разных социальных ролях или с течением времени, нас интересовала одномоментная амбивалентность оценок. Закономерно предполагать, что этот феномен в норме редкий (по сравнению с кросс-ролевой или временной несогласованностью), – что подтверждается близкими к нулю средними значениями по обоим типам противоречивости оценок. При этом классический психодиагностический подход к оценке надежности как согласованности в данном случае сомнителен: амбивалентные оценки по одной паре противоположных прилагательных не означают, что амбивалентными будут оценки и по другим парам. В данном случае мы считали противоречивые оценки дополняющими друг друга в том же смысле, в каком дополняют, но не повторяют друг друга ошибки в клинико-психологических функциональных пробах.

Противоречивость оценок, вызванная соглашательским стилем, практически не зависела от объекта оценки: различия достигали уровня тенденции в бланке X и не были значимыми в бланке Z. Противоречивость оценок, вызванная их неустойчивостью, зависела от объекта оценки в обоих бланках: испытуемые оценивали себя более согласованно, нежели мир (t = –2,70, p < 0,05 в бланке X и t = –2,77, p < 0,01 в бланке Z) и людей (t = –1,74, p < 0,09 в бланке X и t = –2,65, p < 0,05) (см. табл. 3).


Таблица 3 
Валентность и противоречивость в оценках Я, мира и людей: средние, стандартные отклонения и результаты дисперсионного анализа с повторными измерениями

Показатели Валентность оценок Противоречивость оценок – соглашательский стиль Противоречивость оценок – неустойчивость
Среднее Ст. откл. Альфа Кронбаха Среднее Ст. откл. Среднее Ст. откл.
Бланк X – Я 3,91 0,52 0,84 –0,16 0,31 0,57 0,28
Бланк X – Мир 3,26 0,50 0,76 –0,19 0,46 0,72 0,30
Бланк X – Люди 3,19 0,45 0,78 –0,03 0,43 0,67 0,30
F Фишера F = 54,24** F = 2,73 F = 3,95*
Бланк Z – Я 4,01 0,49 0,85 –0,21 0,39 0,54 0,34
Бланк Z – Мир 3,59 0,55 0,82 –0,27 0,46 0,72 0,26
Бланк Z – Люди 3,42 0,47 0,82 –0,21 0,55 0,71 0,35
F Фишера F = 22,14** F = 0,39 F = 5,21**

Примечания. Уровень значимости различий: * – p < 0,05, ** – p < 0,01.

Согласно результатам корреляционного анализа шкал методик, оценки себя, мира и людей связаны в рамках одной категории (средние оценки, соглашательский стиль, неустойчивость), но практически не связаны между категориями, что подтверждает несводимость конструктов валентности оценок, соглашательского стиля и неустойчивости оценок друг к другу.

Оценки Я, мира и людей и психологическое благополучие

Более позитивная оценка себя была связана с удовлетворенностью жизнью и позитивными эмоциями, а также более низким уровнем негативных эмоций, обсессивности-компульсивности и депрессивности (см. табл. 4). В отношении других психопатологических симптомов отмечается расхождение в показателях между двумя выборками, что требует уточнения этих связей в дальнейших исследованиях. Связи оценок мира и людей с показателями психологического благополучия / неблагополучия значительно слабее и, как правило, не достигают уровня статистической значимости.

Склонность соглашаться с противоположными описаниями себя связана с более низким уровнем позитивных эмоций, а в бланке Z – также с обсессивностью-компульсивностью и враждебностью. Противоречивость оценок Я, вызванная неустойчивостью, негативно связана с удовлетворенностью жизни, в бланке Z она связана также с обсессивностью-компульсивностью и враждебностью, а в бланке X – с паранойяльностью и психотизмом. Следует отметить, что корреляции оценок Я и их неустойчивости с враждебностью и индексом выраженности дистресса значимо различаются в бланках X и Z, и их интерпретация требует уточнения в дальнейших исследованиях.

Таблица 4
Связь валентности и противоречивости оценок Я, мира и людей с психологическим благополучием и выраженностью психопатологической симптоматики в бланках X и Z

Психологическое благополучие
и выраженность
психопатологической
симптоматики
Соглашат. стиль – Я Соглашат. стиль – Мир

Соглашат. стиль – Люди

Неуст. оценок – Я

Неуст. оценок – Мир

Неуст. оценок – Люди

Валентность оценок – Я Валентность оценок – Мир Валентность оценок – Люди
Удовлетворенность жизнью –0,01/
–0,22
0,27/
0,06
0,36*/
0,15
–0,25/
–0,47**
–0,01/ 0,04 0,13 / 0,01 0,32*/
0,52**
0,26/
0,18
0,15/
0,25
Позитивные эмоции –0,28/
–0,33*
0,07/
–0,09
0,19/
0,09
–0,12/
–0,26
0,10/ 0,07 0,18/ 0,12 0,39*/
0,30
0,29/
0,21
0,12/
0,40*
Негативные эмоции 0,20/
0,19
0,15/
–0,20
–0,12/
–0,26
–0,16/
0,17
–0,17/ 0,20 –0,20/
–0,04
–0,34*/
–0,36*
–0,27/
–0,29
–0,22/
–0,11
Соматизация 0,09/
0,24
0,11/
–0,05
–0,24/
–0,10
0,21/
0,06
–0,12/ 0,14 0,02/
–0,13
–0,04/
–0,26
–0,01/
–0,25
0,05/
–0,21
Обсессивность-компульсивность 0,03/
0,37*
0,11/
0,18
–0,22/ 0,08 0,27/
0,47**
–0,02/
–0,06
0,06/
–0,09
–0,20/
–0,56**
–0,11/
–0,18
–0,17/
–0,39*
Межличностная тревожность –0,06/
0,13
0,05/
0,01
–0,22/
–0,08
0,21/
0,19
–0,07/
–0,03
0,03/
–0,15
–0,13/
–0,38*
–0,11/
–0,18
–0,09/
–0,33*
Депрессивность 0,00/
0,27
0,16/
0,01
–0,14/
–0,12
0,17/
0,15
–0,02/ 0,01 0,08/
–0,18
–0,24/–0,43** –0,31/
–0,31
–0,26/
–0,24
Тревожность 0,06/
0,24
0,16/
–0,06
–0,06/
–0,13
0,13/
0,01
–0,12/ 0,14 0,11/
–0,13
–0,06/
–0,26
–0,08/
–0,28
–0,10/
–0,09
Враждебность 0,17/
0,45**
0,20/
0,22
–0,09/ 0,06 0,02/
0,48**
–0,05/
–0,04
0,01/ 0,00 0,08/
–0,61**
–0,11/
–0,32
–0,10/
–0,46**
Фобии 0,03/
–0,02
0,11/
–0,23
–0,08/
–0,03
0,20/
–0,10
–0,15/ 0,19 0,10/–0,03 –0,02/
–0,14
0,02/
0,00
–0,11/
0,10
Паранойяльность 0,14/
0,04
0,13/
0,09
0,07/
–0,05
0,33*/
0,10
–0,01/
–0,15
0,19/–0,20 0,01/
–0,28
–0,14/
–0,20
–0,11/
–0,15
Психотизм 0,12/
0,12
0,07/
0,05
–0,13/
–0,13
0,41**/
–0,03
–0,03/ 0,04 0,16/–0,18 –0,11/
–0,26
–0,01/
–0,20
0,00/
–0,16
Общий симптоматический индекс 0,05/
0,28
0,15/
0,06
–0,15/
–0,07
0,23/
0,21
–0,06/ 0,02 0,08/–0,15 –0,12/
–0,45**
–0,14/
–0,29
–0,13/
–0,30
Индекс проявления симптоматики 0,08/
0,20
0,15/
–0,15
–0,13/
–0,10
0,18/
0,05
–0,16/ 0,08 0,02/–0,21 –0,10/
–0,25
–0,17/
–0,40*
–0,12/
–0,44**
Индекс выраженности дистресса 0,01/
0,19
0,22/
0,08
–0,03/
–0,05
0,16/
0,42**
0,15/
–0,01
0,31/ 0,06 0,02/
0,57**
–0,14/
–0,14
–0,39*/
0,02

Примечания. Данные представлены в формате: коэффициент корреляции в бланке X / коэффициент корреляции в бланке Z. Уровень значимости корреляций: * – p < 0,05, ** – p < 0,01. Курсивом выделены корреляции, различия между которыми значимы на уровне p < 0,05; курсивом и подчеркиванием – на уровне p < 0,01.
Соглашат. стиль – соглашательский стиль, неуст. оценок – неустойчивость оценок.

Эквивалентность бланков X и Z

Функциональная эквивалентность бланков в отношении валентности оценок Я, мира и людей подтверждается близкими показателями надежности–согласованности по шкалам (см. табл. 3), а также близкими значениями корреляций между шкалами: из 36 пар корреляций в бланках X и Z лишь в двух коэффициенты корреляции значимо различаются (p < 0,05). В бланке Z более позитивные средние оценки себя и людей связаны со склонностью не соглашаться как с позитивными, так и с негативными прилагательными, тогда как в бланке X такой связи нет.

Для проверки шкальной эквивалентности сравнивались показатели по каждой из шкал у испытуемых, которым предъявлялся бланк X, и испытуемых, которым предъявлялся бланк Z. Не было выявлено различий между бланками в валентности оценок Я и показателях противоречивости в оценках Я, мира и людей, однако оценки мира и людей в бланке Z были значимо более позитивными, чем в бланке X (t = –2,84, p < 0,01 и t = –2,24, p < 0,05 соответственно). Это расхождение может быть связано с различиями в частотности прилагательных в конечных бланках – и в дальнейших исследованиях можно рекомендовать повторное уравнивание пар прилагательных по их частотности.

О концептуальной эквивалентности бланков X и Z свидетельствуют сходные направления связи шкал методики с методиками удовлетворенности жизнью, позитивных и негативных эмоций в обоих бланках (см. табл. 4). Корреляционные связи оценок себя, мира и людей и их противоречивости с выраженностью психопатологической симптоматики менее устойчивы при сравнении бланков. Однако и в этом случае отмечается концептуальная эквивалентность бланков: лишь в трех случаях различия между коэффициентами корреляции достигают уровня значимости 0,05. Вопрос о том, как оценки себя и их неустойчивость связаны с враждебностью и индексом выраженности дистресса, требует дальнейших исследований.

Обсуждение результатов

Помимо психометрической задачи разработки инструмента, позволяющего дифференцировать убеждения о себе, мире и людях, а также дополнительно диагносцировать противоречивость в этих убеждениях, в данной работе ставились две исследовательских задачи: дифференциация роли оценок себя, мира и людей в психологическом благополучии и выраженности психопатологической симптоматики и анализ возможностей конструкта противоречивости когнитивных убеждений.

Валентность оценок себя, мира и людей как проявление когнитивных убеждений. На тесную связь особенностей описания людьми себя и других традиционно указывали исследователи самых разных направлений (например, в теории объектных отношений [Кернберг, 2001; Соколова, 2006]), а в концепции А.Бека [Бек, 2006; Бек и др., 2003] разведение убеждений о себе, мире и других людях является основой когнитивной концептуализации. Согласно полученным данным, позитивный / негативный характер когнитивных убеждений о себе, мире и людях может быть надежно диагностирован как единый конструкт. Разумеется, это не умаляет ценности работы с индивидуальными формулировками и особенностями убеждений в процессе психотерапии – тем не менее эти индивидуальные формулировки могут быть статистически обобщены в общих терминах позитивного / негативного. При этом когнитивные убеждения о себе, мире и людях лишь в средней степени связаны между собой; в первую очередь, за счет отличия убеждений о себе от убеждений о мире и других людях. Иными словами, речь идет о разных конструктах, роль которых в психологическом благополучии и регуляции состояния и деятельности человека также может различаться.

В подтверждение этой гипотезы в данном исследовании было показано, что лишь валентность оценок Я связана с удовлетворенностью жизнью и лучшим эмоциональным состоянием, тогда как оценки мира и людей связаны с психологическим благополучием слабее (хотя и в том же направлении), и связи эти не достигают уровня статистической значимости. С одной стороны, можно предположить, что представления о себе важнее для психологического благополучия, нежели представления о мире и людях. С другой стороны, возможно, что оценки мира и людей влияют на психологическое благополучие не напрямую, а опосредствованно, преломляясь в реальном взаимодействии с людьми и миром. Например, человек, который убежден, что мир опасен и люди будут манипулировать им, если он не сделает этого первым [Бек, Фримен, 2002], будет удовлетворен своей жизнью и испытывать положительные эмоции в ситуациях, когда смог заставить окружающих слушаться его и обезопасил себя. Кроме того, психологическое благополучие может зависеть не только от отдельных убеждений, но и от их взаимодействия: например, оценки «мир опасный, но я сильный» и «мир опасный, и я слабый», очевидно, по-разному влияют на субъективное благополучие (представления, подробно описанные в транзактной концепции совладания [Lasarus, Folkman, 1984]).

Связи оценок себя, мира и людей с выраженностью психопатологических симптомов в целом негативны, однако, как правило, не достигают уровня статистической значимости. Этот результат может объясняться как небольшим объемом выборок, так и тем, что психопатологические симптомы в норме редки, что не позволяет полноценно оценить их связь с особенностями убеждений. Исследования на клинических группах позволят уточнить эти результаты.

В целом полученные результаты дополняют существующие данные, подтверждая различия в убеждениях о себе, мире и других людях и указывая на связь убеждения о себе с психологическим благополучием. Однако они указывают на важность исследования специфических паттернов убеждений о себе, мире и людях, а также особенностей проявления убеждений в жизнедеятельности.

Противоречивость когнитивных убеждений: возможности конструкта. Согласно полученным результатам, можно выделить два разных типа противоречивости в ответах: (1) обусловленную специфическим соглашательским стилем (склонность соглашаться с предложенными вариантами, даже если они противоположны, в отличие от склонности не соглашаться с обоими противоположными прилагательными) и (2) характеризующую неустойчивость в ответах (склонность давать противоречивые ответы, не обусловленная закономерным стилем ответов). В целом испытуемые склонны оценивать себя не только более позитивно, чем мир и людей, но и более согласованно; склонность к соглашательским ответам не зависит от объекта оценки. Получены данные о связи неустойчивости в оценках себя со снижением удовлетворенности жизнью и большей выраженностью обсессивно-компульсивных симптомов. Соглашательский стиль при оценке себя связан с более низким уровнем позитивных эмоций.

Таким образом, противоречивость оценок себя, мира и людей является дополнительным показателем, не сводимым к позитивности / негативности этих оценок и требующим дальнейшей психологической квалификации. Согласно полученным предварительным данным, эта неустойчивость в оценках себя связана с более низким психологическим благополучием.

В целом предложенная методика диагностики противоречивости когнитивных убеждений позволяет измерить валентность оценок себя, мира и людей, а также два вида противоречивости в оценках: соглашательский стиль и неустойчивость в оценках себя, мира и людей. Преимуществом методики является использование единого списка стимулов, что дает возможность сравнивать показатели по шкалам между собой, а также независимость показателей противоречивости в оценках от средних оценок [Baird et al., 2006], что избавляет от артефактов исследования. В отличие от существующих инструментов (для обзора см. [Lynch, 2014; Baird et al., 2006]), основанных преимущественно на оценках себя в разных социальных ролях или с течением времени, данная методика выявляет склонность давать противоречивые оценки одномоментно в одних и тех же условиях и, следовательно, концептуально ближе идее недифференцированности в структуре самосознания [Кернберг, 2001; Соколова, 1989]. Были продемонстрированы функциональная, шкальная и концептуальная эквивалентность двух ее альтернативных форм, что позволяет использовать ее в исследованиях динамики оценок себя, мира и людей со временем или в результате экспериментальных воздействий.


Финансирование
Исследование выполнено при поддержке Российского фонда фундаментальных исследований, проект 14-06-00316.


Литература

Ахутина Т.В. Связь семантической сложности, времени приобретения и частотности слова. В кн.: Национальная культура и общение. М.: Мос. гос. университет, 1977. C. 11–14.

Бек А., Раш А., Шо Б., Эмери Г. [Beck A., Rush A., Shaw B., Emery H.] Когнитивная терапия депрессии. СПб.: Питер, 2003.

Бек А., Фримен А. [Beck A., Freeman F.] Когнитивная психотерапия расстройств личности. СПб.: Питер, 2002.

Бек Дж. [Beck J.] Когнитивная терапия. Полное руководство. М.: Вильямс, 2006.

Бурлачук Л.Ф. Психодиагностика. СПб.: Питер, 2006.

Кемпбелл Д.Т. [Campbell D.T.] Модели экспериментов в социальной психологии и прикладных исследованиях. М.: Прогресс, 1980.

Кернберг О. [Kernberg O.] Тяжелые личностные расстройства. Стратегии психотерапии. М.: Класс, 2001.

Ляшевская О.Н., Шаров С.А. Частотный словарь современного русского языка (на материалах Национального корпуса русского языка). М.: Азбуковник, 2009.

Митина О.В., Осин Е.Н. Использование семантического дифференциала для изучения феномена амбивалентности в отношениях и установках. В кн.: Психология субъективной семантики в новом тысячелетии. Тезисы докладов. М.: Смысл, 2010. С. 57–62.

Осин Е.Н., Леонтьев Д.А. Апробация русскоязычных версий двух шкал экспресс-оценки субъективного благополучия. В кн.: Материалы III Всероссийского социологического конгресса. М.: Ин-т социологии РАН, Российское общество социологов, 2008. (ISBN 978-6-89697-157-3). http://publications.hse.ru/chapters/78753840/.

Соколова Е.Т. Психотерапия: теория и практика. М.: Академия, 2006.

Соколова Е.И. Самосознание и самооценка при аномалиях личности. М.: Мос. гос. университет, 1989.

Тарабрина Н.В. Практикум по психологии посттравматического стресса. М.: Когито-центр, 2007.

Шмелев А.Г. Психодиагностика личностных черт. СПб.: Речь, 2002.

Baird B.M., Le K., Lucas R.E. On the nature of intraindividual personality variability: Reliability, validity and associations with well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 2006, 90(3), 512–527.

Beck A.T., Emery G. Anxiety disorders and phobias: a cognitive perspective. New York: Basic Books, 2005.

Beck J.S. Cognitive therapy for challenging problems: what to do when basics don't work. New York: Guilford Press, 2005.

Diener E., Emmons R.A., Larsen R.J., Griffin S. The Satisfaction With Life Scale. Journal of Personality Assessment, 1985, 49(1), 71–75.

Diener E., Wirtz D., Tov W., Kim-Prieto C., Choi D., Oishi S., Bisqas-Diener R. New well-being measures: Short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research, 2010, 97(2), 143–156.

Fleeson W. Toward a structure- and process-integrated view of personality: Traits as density distributions of states. Journal of Personality and Social Psychology, 2001, 80(6), 1011–1027.

Hamaker E.L., Dolan C.V., Molenaar P.C.M. Statistical modeling of the individual: rationale and application of the multivariate stationary time series analysis. Multivariate Behavioral Research, 2005, 40(2), 207–233.

Lasarus R., Folkman S. Stress, appraisal and coping. New York, NY: Springer, 1984.

Lynch M.F. The self-concept in relationships. In: N. Weinstein (Ed.), Human motivation and interpersonal relationships: Theory, research and applications. New-York: Springer, 2014. pp. 121–135.

Molenaar P.C.M., Campbell C.G. The new person-specific paradigm in psychology. Current Directions in Psychology, 2009, 18(2), 112–117.

Watson D., Clark L.A., Tellegen A. Development and validation of brief measures of Positive and Negativе Affect: the PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 1988, 54, 1063–1070.

Поступила в редакцию 14 августа 2014 г. Дата публикации: 21 февраля 2015 г.

Сведения об авторах

Рассказова Елена Игоревна. Кандидат психологических наук, доцент, кафедра нейро- и патопсихологии, факультет психологии, Московский государственный университет имени М.В.Ломоносова, ул. Моховая, д. 11, стр. 9, 125009 Москва, Россия; старший научный сотрудник, лаборатория медицинской психологии, Научный центр психического здоровья, Российская академия медицинских наук, Каширское шоссе, д. 34, 115522 Москва, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Тхостов Александр Шамилевич. Доктор психологических наук, профессор, заведующий кафедрой нейро- и патопсихологии, факультет психологии, Московский государственный университет имени М.В.Ломоносова, ул. Моховая, д. 11, стр. 9, 125009 Москва, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Абрамова Юлия Александровна. Выпускник кафедры нейро- и патопсихологии, факультет психологии, Московский государственный университет имени М.В.Ломоносова, ул. Моховая, д. 11, стр. 9, 125009 Москва, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Ссылка для цитирования

Стиль psystudy.ru
Рассказова Е.И., Тхостов А.Ш., Абрамова Ю.А. Несогласованность оценок себя, мира и людей как психологический конструкт: разработка и апробация методики противоречивости когнитивных убеждений. Психологические исследования, 2015, 8(39), 12. http://psystudy.ru

Стиль ГОСТ
Рассказова Е.И., Тхостов А.Ш., Абрамова Ю.А. Несогласованность оценок себя, мира и людей как психологический конструкт: разработка и апробация методики противоречивости когнитивных убеждений // Психологические исследования. 2015. Т. 8, № 39. С. 4. URL: http://psystudy.ru (дата обращения: чч.мм.гггг).
[Описание соответствует ГОСТ Р 7.0.5-2008 "Библиографическая ссылка". Дата обращения в формате "число-месяц-год = чч.мм.гггг" – дата, когда читатель обращался к документу и он был доступен.]

Адрес статьи: http://psystudy.ru/index.php/num/2015v8n39/1088-rasskazova39.html

К началу страницы >>