Коэффициенты корреляции между субшкалами ШБУ и когнитивно-аффективной субшкалой «Опросника депрессивности» А. Бека

Примечание: уровень значимости помечен * – p& lt; 0, 05; ** – p& lt; 0, 01; *** – p& lt; 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