Заглавная страница Избранные статьи Случайная статья Познавательные статьи Новые добавления Обратная связь КАТЕГОРИИ: АрхеологияБиология Генетика География Информатика История Логика Маркетинг Математика Менеджмент Механика Педагогика Религия Социология Технологии Физика Философия Финансы Химия Экология ТОП 10 на сайте Приготовление дезинфицирующих растворов различной концентрацииТехника нижней прямой подачи мяча. Франко-прусская война (причины и последствия) Организация работы процедурного кабинета Смысловое и механическое запоминание, их место и роль в усвоении знаний Коммуникативные барьеры и пути их преодоления Обработка изделий медицинского назначения многократного применения Образцы текста публицистического стиля Четыре типа изменения баланса Задачи с ответами для Всероссийской олимпиады по праву Мы поможем в написании ваших работ! ЗНАЕТЕ ЛИ ВЫ?
Влияние общества на человека
Приготовление дезинфицирующих растворов различной концентрации Практические работы по географии для 6 класса Организация работы процедурного кабинета Изменения в неживой природе осенью Уборка процедурного кабинета Сольфеджио. Все правила по сольфеджио Балочные системы. Определение реакций опор и моментов защемления |
Коэффициенты корреляции между субшкалами шбу и когнитивно-аффективной субшкалой «опросника депрессивности» А. Бека
Примечание: уровень значимости помечен * – p<0,05; ** – p<0,01; *** – p<0,001.
Таким образом, гипотеза о конструктной валидности отдельных субшкал ШБУ подтвердилась полностью: данные субшкалы имеют значимые отрицательные взаимосвязи с выраженностью депрессивной симптоматики. Кроме того, дополнительно проверить конструктную валидность методики, концептуальной основой которой служит положение о разрушении базисных убеждений у травмированных индивидов, можно путем анализа взаимосвязей посттравматических симптомов и характеристик базисных убеждений, который будет предпринят ниже (см. главу 4). Текст методики приведен в приложении 1. Данные обрабатываются в соответствии с ключом:
• «Доброжелательность окружающего мира»: 2*, 4, 5, 9, 12*, 25, 26, 30. • «Справедливость»: 1, 7, 11, 14, 19. • «Контролируемость»: 20, 22, 29. • «Закономерность»: 3*, 6*, 15*, 24*. • «Самоценность»: 8*, 18*, 28, 31*. • «Способность контролировать ситуацию»: 13, 17, 23, 27. • «Удача»: 10, 16, 21, 32.
Примечание: * – инверсные вопросы (подсчет ведется по формуле: 7 – х, т. е. если ответ 5, то будет 2, если ответ 6, то будет 1 и т. д.).
Таким образом, русскоязычный вариант методики «Шкала базисных убеждений» продемонстрировал достаточные показатели надежности, а также тест-ретестовой и конструктной валидности. Характеристики базисных убеждений не различаются в зависимости от пола, возраста и образования испытуемых.
3.3. Модифицированный вариант методики «шкала базисных убеждений» Р. Янофф-Бульман
Исследовательская работа с описанным выше вариантом «Шкалы базисных убеждений» показала, что методика имеет некоторые характеристики, которые нуждаются в усовершенствовании:
• ряд субшкал содержит менее шести пунктов, что не соответствует требованиям, предъявляемым к тестам-опросникам (Бодалев, Столин, 2000); • в стимульном материале наличествуют лингвистические штампы (например, утверждение «мир прекрасен», входящее в субшкалу убеждений в доброжелательности окружающего мира), что, безусловно, снижает различительную способность методики; • некоторые из шкал с содержательной точки зрения в русской ментальности дублируют друг друга: это субшкалы «закономерность» (убеждение о минимальной роли случая в жизни человека) и «контролируемость» (убеждение в том, что люди так или иначе могут контролировать происходящие с ними события).
Руководствуясь перечисленными выше соображениями, мы приняли решение о пересмотре методики с последующей ее апробацией и стандартизацией. Работа над новой версией опросника проводилась в несколько этапов: на первом производилась работа по уточнению концептуального содержания шкал опросника, подбору пунктов стимульного материала, оценки очевидной валидности и понимания текста. Когнитивная модель мира, включающая в себя набор имплицитных представлений индивида об окружающем мире, о собственном Я, а также о способах взаимодействия между Я и миром, была операционализирована нами в итоговом варианте опросника набором из пяти следующих субшкал.
1. Базисное убеждение о доброжелательности-враждебности окружающего мира отражает убеждения индивида относительно безопасной возможности доверять окружающему миру и представлено субшкалой «Доброжелательность окружающего мира». 2. Базисное убеждение о справедливости окружающего мира (субшкала «Справедливость») – убеждение в том, что хорошие и плохие события распределяются между людьми по принципу справедливости: каждый получает то, что заслуживает. 3. Базисное убеждение о контроле (субшкала «Убеждения о контроле») – убеждение человека в том, что он может контролировать происходящие с ним события. 4. Базисное убеждение о ценности и значимости собственного Я (субшкала «Образ Я») – убеждение индивида в том, что он хороший, достойный любви и уважения человек. 5. Базисное убеждение об удаче (субшкала «Удача») – убеждение индивида в том, что в целом он везучий человек.
Исходная версия опросника, состоящая из сорока восьми утверждений, была предложена для ознакомления экспертам – психологам, сотрудникам ИП РАН. Перед ними ставилась задача оценить тест с позиций очевидной валидности, общей и стилистической грамотности, адекватности подбора лексики (наличия или отсутствия нежелательных коннотативных значений). Отчет предоставлялся в устно-письменной форме. По результатам экспертной оценки часть утверждений была переформулирована в связи с отмеченной категоричностью или по причине их неясности, неопределенности, двусмысленности. Так, например, первоначальный вариант стимульного утверждения «Иногда я сомневаюсь, можно ли любить меня по-настоящему» был исправлен на «Порой я сомневаюсь в том, что я достоин (-йна) любви и уважения»; «Ничто не сможет помешать мне получить от жизни то, что я хочу» – на «Вряд ли что-то сможет помешать мне получить от жизни то, что я хочу».
На втором этапе для проверки содержательной валидности субшкал теста утверждения из второй, уточненной, версии опросника было предложено оценить четырем экспертам – психологам, кандидатам наук, сотрудникам ИП РАН. Отчет предоставлялся в письменной форме, для чего была разработана «Анкета экспертной оценки», в которой экспертов просили проранжировать стимульные утверждения субшкал по степени соответствия именно этим шкалам. Рейтинговая шкала состояла из четырех пунктов, от 0 – «ни в малейшей степени» до 3 – «абсолютное соответствие». По итогам работы экспертов был получен средний рейтинг для каждого утверждения, который, наряду с результатами факторного анализа, учитывался при отборе заданий, вошедших в окончательную версию опросника. На третьем этапе проводилось пилотажное исследование с целью проверки дискриминативных возможностей методики: доработанная версия теста была предложена для заполнения 150 испытуемым – случайным образом опрошенным служащим государственных учреждений (83,3 % женщин и 16,7 % мужчин) в возрасте от 18 до 60 лет (М = 36,7; SD = 10,1; Ме = 35,0). Основной показатель, рекомендованный для оценивания различительной способности теста, дельта Фергюсона (Клайн, 1994), для пунктов опросника составил 0,63–0,81, что свидетельствует об удовлетворительной дискриминативности теста и одновременно является одним из показателей его эмпирической валидности. На четвертом этапе изучалась конструктная валидность методики. Сочтя результаты пилотажного исследования в целом удовлетворительными, мы увеличили объем выборки на 405 человек. Выборку на этой стадии исследования на 36,9 % составили случайным образом опрошенные госслужащие (см. выше) и на 63,1 % – студенты московских вузов (МЭСИ, МПГУ). Таким образом, массив данных, полученный на выборке из 555 респондентов (28,3 % мужчин и 71,7 % женщин) в возрасте от 16 до 60 лет (М = 23,5; SD = 9,8; Ме = 19,0), был подвергнут процедуре факторного анализа. Эксплораторный (разведывательный) факторный анализ производился с использованием программного пакета Statistica 6. Применялся метод главных компонент. Теоретическое допущение о возможной неортогональности факторов подтвердилось: оптимально экономичное (пятифакторное) решение было найдено при факторизации исходной матрицы на 40,5 % и повороте факторных структур по принципу Equamax normalized (там же). Один из пунктов стимульного материала при этом с достаточно уверенным весом вошел в смежную той, к которой изначально был отнесен, субшкалу: исходное утверждение «Как правило, несчастья случаются с людьми из-за ошибок, которые они совершили» принадлежало субшкале «Справедливость», а по результатам факторного анализа было присоединено к группе «Убеждений о контроле». Напомним, что обе субшкалы характеризуют убеждения индивида о принципах построения взаимоотношений между Я и окружающим миром.
Некоторые из пунктов по итогам факторного анализа были признаны буферными, несущими одинаково неинформативные нагрузки по всем выделенным факторам. Показательно, что в основном это коснулось утверждений с размытой, приближающейся к лингвистическому штампу, семантикой: «Мир в целом хорошее место для жизни», «Думаю, что человек по натуре добр», «В этом мире гораздо чаще происходит что-то плохое, нежели хорошее» и т. п. После изъятия буферных пунктов из исходной матрицы процент объясненной дисперсии несколько увеличился и составил 44,0 %. Собственные значения факторов, процент объясненной дисперсии, а также факторные нагрузки пунктов стимульного материала приведены в таблице 11. В целом результаты факторного анализа свидетельствуют о том, что апробированная версия опросника соответствует теоретически заданной модели, стимульные утверждения теста адекватно представляют дифференциацию между характеристиками базисных убеждений в практически возможных пределах. Отметим, тем не менее, что процент объясненной дисперсии оказался невысоким. В попытках преодолеть возникшее затруднение, для выяснения статистического соответствия экспериментальных данных предложенной теоретической модели с использованием программного пакета Statistica 6 (модуль SEPATH), была проведена процедура конфирматорного (подтверждающего) факторного анализа по методу Generalized Least Squares. Проверялась пятифакторная модель, в которой все латентные переменные (факторы) взаимно коррелируют.
Таблица 11
|
|||||||
Последнее изменение этой страницы: 2017-01-19; просмотров: 232; Нарушение авторского права страницы; Мы поможем в написании вашей работы! infopedia.su Все материалы представленные на сайте исключительно с целью ознакомления читателями и не преследуют коммерческих целей или нарушение авторских прав. Обратная связь - 18.119.192.79 (0.01 с.) |