Шкала надежды и безнадежности для подростков: некоторые аспекты валидности

В последнее время эмоции надежды и безнадежности, связанные с будущим переживающего их субъекта, а также родственные им эмоции оптимизма и пессимизма становятся все более популярными в качестве предмета психологических исследований [17, 39, 40 и др.].
С точки зрения логики развития психологии это, вероятно, объясняется общей тенденцией изменения доминирующего типа мышления исследователей: «от мышления в категориях реактивности поведения… к мышлению в категориях проактивности поведения» [43, с. 200]), которая, достаточно давно проявившись в ряде областей науки, например в концепциях П.К. Анохина, Н.А. Бернштейна, Е.Н. Соколова и других, в психологии эмоций обозначилась сравнительно недавно [39]. С точки зрения практической жизни такая популярность вышеназванных эмоций, очевидно, объясняется важной их ролью как факторов успешности деятельности человека (учебной, профессиональной, спортивной и др.) [19; 37 и др.], его здоровья [9; 33; 37 и др.], субъективного благополучия [22 и др.] и т. д. Следует признать, что не всегда роль эмоций такова, как мы привыкли считать (надежда и оптимизм помогают, безнадежность и пессимизм мешают), случается и обратное  [3, 37 и др.].

Несмотря на значительный интерес исследователей к эмоциям такого рода, разработано сравнительно немного методик их измерения. Особенно сильно ощущается дефицит методик, которые имеют двухмерное строение, соответствующее современным представлениям о структуре эмоциональной сферы. Имеется и виду такая структура методики, которая позволяет измерять позитивные и негативные эмоции как относительно независимые друг от друга[1], что дает возможность наряду с обычно получаемой информацией о валентности (позитивно-негативном балансе) эмоционального образования получать также полезную информацию еще о трех измерениях: уровнях переживания положительных и отрицательных эмоций, входящих в его состав, а также об их интегральной величине (общей эмоциональной активации) [12 и др.]. Так, например, согласно данным, полученным при обследовании жителей 40 стран [21, с. 436], среднестатистические турок и японец имеют позитивно-негативный баланс (соотношение эмоций противоположных знаков), соответственно, 0,59 и 0,39 балла, занимая по этому параметру третью и четвертую ранговые позиции. Иначе говоря, по доминирующей валентности переживаний они очень похожи друг на друга. Между тем по уровню переживания положительных и отрицательных эмоций как отдельных измерений (соответственно, 3,09 и 2,50 балла в случае турок и 1,12 и 0,72 балла в случае японцев) степень сходства между этими народами является существенно меньшей. А расчет интегральной величины эмоций дал 5,59 балла для турок и 1,12 — для японцев (2-я и 40-я ранговые позиции!), что указывает на весьма значимое различие между ними по параметру общей эмоциональности. По результатам этих измерений турки выглядят гораздо более эмоциональными, чем японцы.

Большинство существующих методик измерения надежды и безнадежности, оптимизма и пессимизма представляют собой одномерные шкалы, позволяющие получать информацию только о валентности эмоционального образования, и содержат или только утверждения, «непосредственно» указывающие на интересующие исследователя эмоции, или (наряду с ними) утверждения, касающиеся противоположных эмоций. В шкалах второго типа, например в шкале LOT (Life Orientation Test) М.Ф. Шейера и Ч.С. Карвера [35], при определении итогового показателя оптимизма ответы на утверждения противоположного характера инвертируют. А методики, построенные на основе трактовки позитивных и негативных эмоций как относительно независимых друг от друга, нередко оказываются малоприемлемыми по другим причинам, например из-за сложности сопоставления полученных с их помощью данных с результатами большинства проводимых в этой области исследований. Так, известная не только в среде психологов, но благодаря книге М. Селигмана [37] и среди широкой общественности шкала ASQ (Attributional Style Questionnaire) [32], которая позволяет измерять отдельно оптимизм и пессимизм, содержит утверждения настолько опосредованно связанные с измеряемыми эмоциями[2], что реальное сравнение результатов ее использования с данными, полученными с помощью методик, разработанных на основе более традиционных («непосредственных») подходов, например таких, как двухмерная версия вышеупомянутой шкалы оптимизма М. Фейера и Ч.С. Карвера, может оказаться весьма проблематичным.

Выходом из сложившегося положения может быть преобразование построенных на традиционных основаниях одномерных методик к мою дики двухмерные путем отделения друг от друга утверждений противоположного характера (тех, которые прямо связаны с эмоцией, представленной в названии методики, от тex, которые относятся к эмоции полярной). Полученные таким образом две подшкалы могут составить искомый двухмерный вариант исходно одномерной методики, если эти подшкалы окажутся достаточно независимыми друг от друга[3], а психометрические характеристики каждой из них — удовлетворительными. История психометрических исследований методик подобного строения, когда одна часть утверждений связана с позитивными эмоциями, а другая — с негативными, показала, что такой подход нередко оказывается плодотворным. Так, например, широко известная шкала удовлетворенности собой М. Розенберга (Rosenberg Self-Esteem Scale) была разработана и применялась как одномерная шкала [34]. Однако проведенный другими авторами [11; 23; 31; 38] ее факторный анализ выявил два ортогональных униполярных измерения удовлетворенности собой (например: «В целом я удовлетворен собой») и неудовлетворенности собой (например: «Я всегда склонен чувствовать себя неудачником»). Факторный анализ русской [2] и польской [28] версий шкалы тревожности STAI Ч. Спилбергера [41] (той ее части, которая измеряет тревожность как свойство) также обнаружил два ортогональных фактора — фактор тревожности (утверждения типа «Я слишком переживаю из-за пустяков») и фактор радости («Я вполне счастлив» и т. п.)[4].

Шкала оптимизма LOT М.Ф. Шейера и Ч.С. Карвера имеет похожую историю. Авторы этого одномерного (по замыслу) теста в более позднем исследовании [36] обнаружили его двухмерность. Факторный анализ методики позволил выделить два относительно независимых друг от друга фактора: оптимизм (например: «Я всегда оптимистичен относительно своего будущего») и пессимизм (например: «Я редко рассчитываю на то, что со мной случится что-то хорошее»).

Внимание в рассматриваемом аспекте привлекла «Шкала безнадежности», разработанная более четверти века назад А. Беком и его сотрудниками [8; 9]. Эта методика вызвала наш интерес не только из-за ее психометрических достоинств и большой популярности во всем мире[5], но также и потому, что ее польская версия [20] имеет немалый «стаж работы» в условиях, более близких к российским, чем американские: шкала более 10 лет применяется в Польше, в частности в зондажах субъективного благополучия населения [20]. Методика содержит 20 утверждений (см. приложение), касающихся будущего испытуемых. Одиннадцать из этих утверждений относятся к эмоции безнадежности, например: «Будущее представляется мне мрачным». Девять других касаются противоположной эмоции — надежды (например: «Я смотрю в будущее с надеждой и оптимизмом»). При определении показателя безнадежности ответы на утверждения, относящиеся к надежде, инвертируют.

Вышеизложенные соображения и приведенные данные легли в основу гипотезы о том, что структура «Шкалы безнадежности» А. Бека может оказаться не одномерной (как полагали ее авторы), а двухмерной. Проверка факторной валидности созданной на основе шкалы Бека ее двухмерной версии, т. е. шкалы надежды и безнадежности [27, 29], дала положительный результат на выборке подростков (учащихся VI — VIII классов начальных школ), отрицательный результат на выборке студентов и частично положительный, частично отрицательный результат на выборке учащихся средних школ (профтехучилищ и общеобразовательных лицеев). Полученные результаты говорят о целесообразности дальнейших психометрических исследований этой методики как средства измерения относительно независимых друг от друга эмоций надежды и безнадежности (оптимизма и пессимизма), прежде всего в подростковом возрасте. Целью настоящей работы является проверка конвергентного и дискриминантного аспектов валидности шкалы [15] именно в этой возрастной группе. Для сравнения были использованы некоторые из упомянутых выше шкал, содержащих в своей структуре компоненты, связанные с позитивными и негативными эмоциями.

Процедура исследования

Кроме являющейся объектом исследования шкалы надежды и безнадежности[6] в работе были использованы польские версии следующих методик: шкалы М. Розенберга [20; 34] с подшкалами удовлетворенности собой и неудовлетворенности собой [31 и др.]; модифицированной шкалы STAI Ч.Д. Спилбергера [41; 44]; с подшкалами тревожности и радости [28], а также шкалы аффективного баланса Н.М. Брадбурна с подшкалами положительных и отрицательных эмоций [12; 20]. «Искажающее влияние мотивационных факторов измерялось с помощью контрольной шкалы стремления к социальному одобрению, разработанной Я. Чапинским [20] на основе опросника Д.П. Кроуна и Д. Марлоу [18]. Для всех шкал была использована одна из чаще всего применяемых в такого рода методиках форма ответа, включающая четыре позиции: решительно нет, скорее нет, скорее да, решительно да.

Статистическая обработка первичных данных была выполнена с помощью факторного анализа двух видов: эксплораторного (метод главных компонент с косоугольной ротацией OBLIMIN — статистический пакет «SPSS 10») и конфирматорного (статистический пакет «Statistica 6»), считающегося одним из наиболее эффективных методов анализа матрицы «много свойств — много методов» (multitrait-multimethod matrix) [13]. Сравнивались две модели (однофакторная и двухфакторная), соответствующие одномерному и двухмерному подходам к взаимосвязи между положительными и отрицательными эмоциями. Кроме того, использовался корреляционный анализ, также рекомендованный авторами концепции конвергентного и дискриминантного аспектов валидности — Д. Кемпбеллом и Д. Фиске — для решения такого рода задач [15].

Выборка. В исследовании участвовали школьники VII — VIII классов (n=178) нескольких школ одного из городов Польши — 104 девочки и 74 мальчика в возрасте 13-15 лет (М=13,89; SD=0,68).

Результаты и их обсуждение

Сначала приведем данные проверки того, в какой мере выводы об относительной взаимной независимости надежды и безнадежности в структуре эмоциональной сферы подростков, сделанные на основе предыдущих исследований [27; 29], подтверждаются в случае выборки, обследованной в настоящей работе. Рассмотрение результатов измерений с помощью эксплораторного факторного анализа дал следующую картину (табл.1).

Полученная нами двухфакторная модель полностью соответствует ожиданиям: в первом факторе большие нагрузки имеют парциальные показатели безнадежности (М=0,65) и малые нагрузки — парциальные показатели надежды (М= -0,05). Во втором факторе большие нагрузки имеют парциальные показатели надежды (М = 0,57) и малые нагрузки — парциальные показатели безнадежности (М= -0,03). Иными словами, в обследованной нами выборке подростков одномерная (по замыслу авторов методики) шкала безнадежности ведет себя как шкала двухмерная с относительно независимыми (r= -0,26) измерениями надежды и безнадежности. Статистические характеристики однофакторной модели по сравнению с моделью двухфакторной несколько хуже: меньшая информативность (29 % против 43 %), а также меньшая величина нагрузок парциальных показателей надежды и безнадежности. Однако худшие не значит плохие. Ни процент информативности, ни величина нагрузок в случае однофакторной модели не являются настолько низкими, чтобы лишить смысла реализацию (при необходимости) одномерного подхода к этой шкале. Он может быть полезен, например, при вычислении индекса баланса надежды и безнадежности. Факторный индекс баланса является более тонкой его мерой, чем разность между индексами надежды и безнадежности (показатель, математически равнозначный авторскому показателю безнадежности А. Бека).

Более точное сравнение двух тестируемых моделей (однофакторной и двухфакторной) обеспечивает конфирматорный факторный анализ, результаты которого представлены
в табл. 2 и 3. Как видно из табл. 2, применение этого метода дало структуры, близкие тем, которые получены нами в результате эксплораторного факторного анализа, а индексы соответствия (fit) факторной модели структуре ковариации исходных переменных (табл. 3) подтверждают это. Двухфакторная модель хорошо соответствует структуре ковариации исходных переменных. Сравнительно низкая величина индексов соответствия, полученных для однофакторной модели, еще раз убеждает в недостаточной обоснованности одномерного подхода к рассматриваемой шкале в случае подростков.

Предварительная проверка конвергентного и дискриминантного аспектов валидности шкалы надежды и безнадежности путем сравнения позитивно- и негативно-эмоциональных ее показателей с соответствующими индексами трех других шкал сходного строения проводилась на основе эксплораторного факторного анализа (метод главных компонент, косоугольная ротация OBLIMIN) (табл. 4). Проверка показала, что двухфакторная модель обладает достаточно хорошими параметрами. Оба фактора, из которых складывается модель, имеют выраженное униполярное распределение величин нагрузок позитивных и негативных показателей четырех шкал: в первом факторе явно преобладают нагрузки позитивных показателей, во втором — негативных. Межфакторные различия в нагрузках показателей в семи случаях из восьми также оказались четко выраженными: при большой нагрузке в одном факторе каждый из этих показателей имеет малую нагрузку в другом факторе. Только показатель радости не обнаружил заметной межфакторной дифференциации. На достаточно существенную взаимную независимость факторов положительных и отрицательных эмоций указывает, кроме того, относительно низкая корреляция между ними (r = -0,29).

Статистические характеристики однофакторной модели, представленной в табл. 4, хуже, чем в модели двухфакторной. Об этом свидетельствует значительно меньшая их информативность (47 % против 74 %). Нагрузки показателей положительных и отрицательных эмоций здесь также несколько ниже, чем в модели двухфакторной. И хотя статистические параметры однофакторной модели не являются неудовлетворительными, различие между моделями достаточно велико, что позволяет рассчитывать на положительный результат проверки рассматриваемых аспектов валидности двухмерной версии шкалы с помощью более точного инструмента, каким является конфирматорный факторный анализ.

Результаты конфирматорного факторного анализа показателей положительных и отрицательных эмоций четырех шкал представлены в табл. 5.

Величины индексов, приведенных в табл. 6, говорят о том, что по степени соответствия структуре ковариации исходных переменных двухфакторная модель существенно лучше модели однофакторной. Индексы, характеризующие двухфакторную модель, почти во всех случаях соответствуют общепринятым критериям значимости (0,05 и 0,95), чего нельзя сказать об однофакторной модели: полученные для нее индексы достаточно далеки от этих критических величин.

С данными, полученными с помощью факторного анализа, согласуются также результаты корреляционного анализа (табл. 7). Сравнение коэффициентов корреляции как в столбцах, так и в строках свидетельству: в пользу высокого уровня конвергентного и дискриминантного аспектов валидности тестируемой шкалы.

В первом случае (сравнение в столбцах) показатель надежды сильнее коррелирует с индексами положительных, чем отрицательных, эмоций трех методик; показатель же безнадежности сильнее коррелирует с индексами отрицательных, чем положительных, эмоций этих методик. Во втором случае (сравнение в строках) показатель надежды сильнее, чем показатель безнадежности, коррелирует с индексами положительных эмоций, а показатель безнадежности лучше, чем показатель надежды, коррелирует с индексами отрицательных эмоций. Во всех сопоставлениях, исключая те, в которых участвовал индекс радости, статистическая значимость различий между абсолютными величинами коэффициентов корреляции имеет достаточно высокий уровень. В случае радости различие также является значимым, однако лишь на маргинальном уровне.

В заключение приведу данные о некоторых других характеристиках методики. Значения коэффициента надежности альфа Кронбаха являются достаточно удовлетворительными: 0,86 — для подшкалы безнадежности и 0,77 — для подшкалы надежды. Слабые корреляции обеих подшкал с контрольным индексом стремления к социальному одобрению — r=0,15 (р<0,05) для подшкалы надежды и r= -0,14 (р<0,07) для подшкалы безнадежности — говорят о незначительном «искажающем» влиянии на них мотивационных факторов.

1. Веккер Л.М. Психические процессы Т. 3. Л., 1981.
2. Горбатков А. А. К вопросу о позитив ной и негативной эмоциональности лич ности // Личность в системе коллектив ных отношений / Под ред. А. А. Бода — лева. М., 1980.
3. Горбатков А. А. О пользе оптимизма и пессимизма // Прикладная психоло гия. 2001. № 3.
4. Горбатков А. А. Позитивные и нега тивные эмоции: взаимосвязь и ее зави симость от уровня субъектного развития индивида // Психологический журнал№ 1.
5. Горбатков А. А. Динамика связи меж ду положительными и отрицательными эмоциями // Вопросы психологии. № 4.
6. Общая психодиагностика / Под ред. А. А. Бодалева, В. В. Столина М 1987.
7. Ханин Ю. Л. Исследование тревоги в спорте // Вопросы психологии 1978 № 6.
8. Beck А. Т., Weissman A., Lester D., Trexler L. The measurment of pessimism: The hopelessness scale // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1974 № 42.
9. Beck А. Т., Steer R. A. Beck Hopelessness Scale: Manual. San Antonio, 1993.
10. Beryne D. Aesthetics and Psychobiology. N.Y., 1971.
11. Bornman E. Self-image and ethnic identification in South Africa // Journal of Social Psychology. 1999. Vol. 139.
12. Bradburn N. M. The Structure of Psychological Well-Being. Chicago, 1969.
13. Brzezinski J. Metodologia badan psy — chologicznych. W., 1996.
14. Cacioppo J. J., Gardner W. L., Berntson G. G. The affect system has par allel and integrative processing compo nents: Form follows function // Journal of Personality and Social Psychology 1999. Vol. 76.
15. Campbell D. T., Fiske D. W. Convergent and discriminant validation by the muititrait-multimethod matrix // Psychological Bulletin. 1959. Vol. 56.
16. Cattell R. B. The Scientific Use of Factor Analysis in the Behavioral and Life Sciences. N.Y., 1978.
17. Cornelius R. R. The Science of Emotion: Research and Tradition in the Psychology of Emotion, L., 1996.
18. Crowne D. P., Marlowe D. A new scale of social desirability independent of pathology // Journal of Consulting Psychology. 1960. Vol. 24.
19. Curry L. A., SnyderC.R., CookD.L., Ruby B. C., Rehm M. Role of hope in aca demic and sport achievement // Journal of Personality & Social Psychology. 1997. Vol. 73.
20. Czapinski J. Psychologin szczes'cia. W., 1994.
21. Diener E., Suh E. M. National Differences in Subjective Well-being // Kahneman D., Diener E., Schwarz N. (eds.). Well-Being. The Foundations of Hedonic Psychology. N.Y.,1999.
22. Diener E., Suh E. M., Lucas R. E., Smith H. L. Subjective well-being: Three decades of progress: 1967 to 1997 // Psychological Bulletin. 1999. Vol. 125.
23. DunbarM., FordG., HuntK., Der G. Question wording effects in the assess ment of global self-esteem // European Journal of Psychological Assessment. 2000. Vol. 16.
24. Ekman P., Davidson R. J. (eds.). Natura emocji. Podstawowe zagadnienia. Gdarisk, 1999.
25. Goldstein M. D., Strube M. J. Independence revisited: The relation between positive and negative affect in a naturalistic setting // Personality and Social Psychology Bulletin. 1994. Vol. 20.
26. Gorbatkow A. A. Model dynamiki emocji w procesie rozwoju czynnosci intelektualnych jednostki // Alminderow V., Laszczyk J. (eds.). Uzdolnienia intelektualne i tworcze. W., 1998.
27. Gorbatkow A. A. Skala Poczucia BeznadziejnosSci: jeden czy dwa wymiary? // Gomdlka-Walaszek I. (ed.) Prace naukowe WSP w Czestochowie. Z. VIII. Psychologia. Czestochowa, 2000.
28. Gorbatkow A. A. Inwentarz Leku i Radosci: poszerzone mozliwosci polskiej wersji STAI // Osoba — edukacja — dia log: perspektywa psychologiczna. Krakow, 2000.
29. Gorbatkow A. A. On the dimensionali ty of the Beck Hopelessness Scale // Xth European Conference on Developmental Psychology. Abstracts. Uppsala, 2001.
30. Gorbafkow A. A. On the dependence of hope and hopelessness on a level of performance // Vllth European Congress of Psychology. L., 2001.
31. Kaplan H. В., Pokorny A. D. Self dero gation and psychosocial adjustment // Journal of Nervous and Mental Disease. 1969. Vol. 149.
32. Peterson C., Semmel A., von Baeyer C., Abramson L. Y., Metalsky G.l._: Seligman M. E.P, The attributional style questionnaire // Cognitive Therapy and Research. 1982. Vol. 6.
33. Raikkonen K., Matthews K. A., F/ory J. D., Owens J. F., Gump B. B. Effects of optimism, pessimism and trait anxiety on ambulatory blood pressure and mood dur ing everyday life // Journal of Personality and Social Psychology. 1999. Vol. 76.
34. Rosenberg M. Society and Adolescent Self-image. Princeton, 1965.
35. Scheier M. F., Carver C. S. Optimism. coping and health: Assessment and impli cations of generalized outcome expectan cies // Health Psychology. 1985. Vol. 4.
36. Scheier M. F., Carver C. S. Distinguishing optimism from neuroticism (and trait anxiety, self-mastery, and self — esteem) A reevaluation of the Lift; Orientation Test // Journal of Personality and Social Psychology. 1994. Vol. 67.
37. Segman M. Learned Optimism. N.Y., 1991.
38. Shahani C., Dipboye R. L., Phillips A. P. Global self-esteem as a correlate of work-related attitudes: A question of dimensionality // Journal of Personality Assessment. 1990. Vol. 54.
39. Snyder C. R. Hope and Optimism // Ramachandran V. S. (ed.). Encyclopedia of Human Behavior. San Diego, 1994. Vol.2.
40. Snyder C. R. (ed.). Handbook of Hope. Theory, Measures and Applications. San Diego, 2000.
41. Spielberger C., GorsuchR., Lushene R — Manual for the State-Trail Anxi< iv Inventory. Palo Alto, 1970.
42. Tellegen A., Watson D., Clnrk L. A. On the dimensional and hierarchical structure of affect // Psychological Science. 1999. Vol. 10.
43. Tdmaszewski T. Glowne idee wspol-czesnej psychologii. W., 1998.
44. Wrzesniewski K., Sosnowski T. Inwentarz Stanu i Cechy Leku (ISCL). W., 1987.