Потребность в познании: сравнительный анализ различных исследовательских и психодиагностических подходов

Введение

Высокие умственные достижения человека, вносящие значительный вклад как в субъективную личностную реализованность индивида, так и в общественно значимые достижения науки, культуры и техники, в значительной степени обусловлены человеческим интеллектуальным потенциалом. Исследования феномена интеллектуальной одаренности как правило фокусируются на изучении когнитивных способностей и академических достижений — уровень интеллекта, измеренный с помощью специальных тестов, традиционно рассматривается как основной показатель, прогнозирующий успешность в умственной деятельности [Ушаков, 2011]. Тем не менее, как исследователи, так и практикующие психологи и педагоги сходятся во мнении о том, что высокий уровень интеллекта далеко не всегда является залогом высоких достижений субъекта. Таким образом, актуальным оказывается вопрос о поисках и исследовании дополнительных, не когнитивных предикторов одаренности, что приводит к расширению теоретических представлений о сущности одаренности. Согласно современной мультифактор- ной концепции одаренности [Gagné, 2004], высокие достижения обусловлены вкладом многих предикторов, в частности, стратегий саморегуляции, ожидания контроля, способности проявлять усилия и мотивационных характеристик [Meier, 2014]. Среди последних особенно значимой оказывается субъективная потребность индивида в познании. В данной статье мы представим обзор отечественных и зарубежных исследований, посвященных этой тематике.

История исследования потребности в познании

Потребность в познании широко изучается как в отечественных, так и в зарубежных научных работах, особенно применительно к проблеме одаренности в детском возрасте. Определение потребности в познании было дано в 1980-х гг. ХХ в. В.С. Юркевич характеризует ее как «потребность в деятельности, направленной на получение нового знания» [Юркевич, 1980; Ермаков, 2013]. Существенным аспектом этого определения является акцент на желании осуществлять деятельность, как умственную, так и физическую, продуктом которой будет выступать новое знание. В этом состоит отличие потребности в познании от пассивного получения знаний, когда знание усваивается в готовом виде, хотя, безусловно, усвоение готовых знаний является неотъемлемой частью образовательного процесса в традиционной школе.

Другое определение потребности в познании дали в 1982 г. Ж. Качиоппо и Р. Петти [Cacioppo, 1982]. Особую потребность одаренных учащихся в умственном труде и их веру в знания исследователи назвали «потребностью в познании» («need for cognition», в сокращенном варианте NFC). Согласно их определению, потребность в познании выражается в желании человека самому искать и вовлекаться в деятельность, требующую умственных усилий, а также в получении удовольствия в ситуациях, связанных с когнитивными усилиями.

Д.Б. Богоявленская [Богоявленская, 2005] описывает мотивационные особенности одаренного ребенка следующим образом.

1.    Такому ребенку свойственна повышенная познавательная потребность, проявляющаяся в «ненасытной любознательности, а также готовности по собственной инициативе выходить за пределы исходных требований деятельности».

2.    Одаренный ребенок будет проявлять упорство и трудолюбие, связанное с высокой увлеченностью и погруженностью в какое-либо дело.

3.    Одаренный ребенок демонстрирует высокую требовательность к собственным результатам, настойчивость в достижении целей [Богоявленская, 2005].

Описанные характеристики находят подтверждение в эмпирических исследованиях. В одном из первых исследований по данной проблематике было показано, что потребность в познании слабоотрицательно связана с умственной ограниченностью, не связана с социальной желательностью и положительно связана с общим интеллектом [Cacioppo, 1982]. Люди с высокой потребностью в познании с большей вероятностью вовлекаются в умственные размышления и получают от этого удовольствие. Результаты эмпирических исследований показывают, что уровень потребности в познании положительно связан с тем, насколько человек способен прилагать усилия в процессе обработки информации. Потребность в познании помогает приобретению и знаний, и сложных навыков [Modeling the links, 2007].

Таким образом, потребность в познании изучается исследователями как отдельное мотивационное образование, не сводящееся к каким-либо другим внешним или внутренним потребностям.

Ниже мы приводим работы, раскрывающие связь потребности в познании с различными психологическими и образовательными измерениями.

В исследовании Е. Дэй с коллегами было показано, что потребность в познании как мотивационный кон­структ способна опосредованно, через похожие мотива­ционные факторы, оказывать влияние на приобретение сложных профессиональных навыков. В проведенном исследователями эксперименте 411 испытуемых в течение 5 часов обучались новой для них сложной компьютерной задаче, которая включала в себя серьезные познавательные и психомоторные запросы. В качестве мотивационного стимулирования применялось денежное вознаграждение респондентов. У участников фиксировался уровень потребности в познании, также измерялись их общие когнитивные способности, целеполагание и самоэффективность. Результаты эксперимента показали, что потребность в познании отличалась от общих когнитивных способностей, хотя и ассоциировалась с ними, и была связана с приобретением профессиональных навыков опосредованно, через ориентации на обучение и самоэффективность [Modeling the links, 2007].

В работе П. Тидвелл с соавторами изучалась взаимосвязь между потребностью в познании, знаниями и вербальными способностями. Участники исследования проходили тестирование, в котором измерялась их потребность в познании, вербальные способности и знания о людях и событиях, произошедших во время войны во Вьетнаме. Корреляционный анализ продемонстрировал, что потребность в познании слабо, но тем не менее положительно связана с вербальными способностями и знаниями. Вербальные способности и знания также положительно коррелировали между собой. При отдельном контроле вербальных способностей связи между потребностью в познании и знаниями была небольшой, но значимой, Авторы работы делают вывод о том, что потребность в познании помогает приобретению знаний независимо от вклада вербальных способностей [Tidwell, 2000].

Потребность в познании положительно связана с успеваемостью в школе [Bertrams, 2009] и отрицательно — с получением результатов ниже ожидаемых [Preckel, 2006]. Имеются данные результатов метааналитического исследования о позитивной связи потребности в познании и успеваемости [Richardson, 2012]. Также несколько исследований демонстрируют наличие связи высокой потребности в познании с высоким интеллектом, особенно с флюидным интеллектом [Need for cognition, 2013], который представляет собой способность быстро и точно оперировать текущей информацией. Проводятся исследования по изучению изменений потребности в познании в течение жизни человека — показано, что в молодом возрасте (до 24 лет) уровень потребности в познании с большей вероятностью будет увеличиваться, а в старшем (более 50 лет) — уменьшаться [Bruinsma, 2018].

В литературе имеются данные о том, что потребность в познании является фактором, определяющим восприимчивость к вознаграждениям при необходимости приложения умственных усилий. В экспериментальном исследовании респонденты с низкой потребностью в познании демонстрировали когнитивные усилия при денежном вознаграждении, в то время как люди с высокой потребностью в познании не были восприимчивы к материальным вознаграждениям [Da, 2017].

Существенное количество исследований в описываемой области посвящено обработке информации в ситуациях, в которых требуется убеждение и аргументация — есть данные о том, что потребность в познании прогнозирует убедительность и глубину аргументации в интерактивном контексте [Nussbaum, 2005].

Помимо того, что потребность в познании изучается в связи с интеллектуальной одаренностью, она ассоциируется с увлеченностью и удовольствием от умственных усилий, и наиболее вероятно, что именно она является мотивационной характеристикой одаренности [Lovecky, 1992; Preckel, 2010; Meier, 2014]. В пользу этих представлений свидетельствуют результаты, полученные Е. Мейер с соавторами. В данной работе изучались различные мотива­ционные переменные, связанные с обучением и достижениями, как предикторы определения в специализированный класс для одаренных детей.

В исследовании приняли участие учащиеся пятых классов, всего 921 человек, 31% из которых обучались в классах для одаренных. У участников сравнивались мотивационные особенности, рассматривающиеся как предикторы определения в специализированный класс для одаренных детей: академическая Я-концепция, учебные интересы, целеполагание и потребность в познании. Также специально контролировались побочные факторы — когнитивные способности, академические достижения, пол, уровень образования родителей. Для измерения уровня потребности в познании применялась шкала Качиоппо/Петти [Preckel, 2014], разработанная для подростков, в адаптации для Германии. Шкала состояла из 19 пунктов, таких, например, как: «Я получаю удовольствие от задачи, которая требует нового подхода к решению». Предлагалось пять вариантов ответов: от «абсолютно не согласен» до «абсолютно согласен». С помощью регрессионного анализа было показано, что потребность в познании является лучшим предиктором определения в классы для одаренных учащихся, чем академическая Я-концепция, учебные интересы или целеполагание. Авторы делают вывод, что измерение уровня потребности в познании может быть полезно для © 2018 ФГБОУ ВО МГППУ «Московский государственный психолого-педагогический университет»

понимания того, нуждается ли учащийся в более продвинутых образовательных условиях, и предлагают дискуссию о том, должны ли ученики с высокой потребностью в познании пользоваться привилегиями при включении в программы для одаренных [Meier, 2014].

Существующие методики измерения потребности в познании носят, как правило, самоотчетный характер. В настоящее время имеется не так много русскоязычных психодиагностических методик измерения познавательной потребности, которые в основном адресуются родителям и педагогам, отвечающим на вопросы в отношении склонностей детей. Среди наиболее известных можно назвать методику В.С. Юркевич «Определение уровня познавательной потребностей» [Юркевич, 1996], методики «Карта одаренности» и «Палитра интересов» А.И. Савенкова [Савенков, 2009].

Мы полагаем, что помимо методик, базирующихся на мнении включенных наблюдателей, для более достоверной диагностики субъективного уровня потребности в познании необходимо применение самоотчетных опросников.

Одной из наиболее часто применяемых в зарубежных исследованиях является шкала потребности в познании, разработанная Ж. Качиопо с соавторами [Cacioppo, 1984], использующаяся в различных модификациях. Она зарекомендовала себя как валидный и надежный психодиагностический инструмент, независимый от социальной желательности, тестовой тревожности, пола и когнитивных стилей испытуемых, а также от большинства личностных черт, за исключением открытости опыту [Щебетенко, 2011]. Версия данной шкалы из 18 пунктов была адаптирована на российской выборке С.А. Щебетенко в 2011 г. [Щебетенко, 2011] и предъявлялась в бланковом формате испытуемым-студентам.

Описание исследования

В нашем исследовании мы ставили цель сделать собственный перевод данной методики, создать ее интернет-версию, а также проанализировать различия в психометрических свойствах бланковой и онлайн- версии методики. Задачей исследования выступала апробация методики на максимально разнообразной выборке респондентов, что могло быть обеспечено с помощью сбора данных у испытуемых-добровольцев через социальные сети. Перевод опросника выполнялся с предпочтением часто употребляемых выражений и простых речевых оборотов, чтобы формулировки пунктов были доступны для правильного понимания максимально широкому кругу респондентов.

Материалы

Текст теста был переведен с английского на русский язык Е.А. Шепелевой и Е.М. Лаптевой, использовалась версия из открытого источника, представленная Ж. Качиопо с соавторами в 2013 г. на сайте «www.midss. ie». Русский текст был далее переведен на английский язык независимым экспертом. Сравнение исходной и новой английской версии показало сохранность смысла пунктов опросника, что свидетельствует о достаточном качестве перевода исходной версии теста на русский язык.

Часть пунктов имели обратный ключ.

Выборка

Выборка саставила 101 человек — добровольцев, откликнувшихся на объявление в социальных сетях. Участие в эксперименте, включающем также другие методики суммарно на 2 часа участия, оплачивалось в размере 500 рублей. Из испытуемых — 70 женщин, 15 мужчин и 16 испытуемых, пол которых не зафиксирован. Возраст испытуемых не зафиксирован.

Процедура

Испытуемые переходили из объявления по ссылке на опрос в формах Google: https://docs.google.com/ forms/d/1C_m1hwTOk1zPxscGQd5m6lhMwn7gyIQM32 6bNNopoiY

На одной странице находились инструкция, поля для ввода базовой информации об испытуемом и 18 пунктов опросника со шкалой от 1 до 7 под каждым пунктом.

Тридцать два испытуемых проходили дополнительно «Тест отдаленных ассоциаций» (в адаптации Е.А. Валуевой), сокращенную версию «Продвинутых матриц Равена» (12 пунктов) и вербальные шкалы русскоязычной версии теста Амтхауэра.

Результаты

Шкала показала хороший уровень внутренней согласованности. Коэффициент Альфа Кронбаха составил 0,82. Корреляции пунктов со шкалой варьировали от 0,24 до 0,64, средняя корреляция пункта со шкалой составила 0,50. Средний балл для полной шкалы составил 4,81 (SD=0,76), для сокращенной шкалы — 4,79 (SD=0,85).

Различий по суммарному баллу по шкале между участниками мужского, женского и неизвестного пола по критерию Стьюдента не выявлено (все p>0,5).

Мы повторили анализ структуры данных, сделанный С.А. Щебетенко [Щебетенко, 2011]. По результатам эксплоратор- ного факторного анализа методом главных компонент по критерию каменистой осыпи, выделяется один главный фактор (см. рис. 1). При этом факторные веса всех пунктов кроме п. 7 и 18 в этом факторе превышали 0,31 (табл. 1). Этот результат согласуется с высокой согласованностью шкалы по коэффициенту Альфа Кронбаха а = 0,82. Распределение индивидуальных значений суммарного балла по шкале не отличалось от нормального по критерию Колмогорова—Смирнова (p = 0,77).

В то же время, выделенный фактор объясняет только 26,6% общей дисперсии данных. Конфирматорный факторный анализ с одним латентным фактором, нагружающим 18 наблюдаемых переменных, соответствующих вопросам шкалы потребности в познании, показал согласованность модели на уровне тенденции: /2(135) = 187,3; p = 0,002; CFI = 0,837; RMSEA = 0,062 (рис. 2).

Рис. 1. Собственные значения компонент, полученных в результате факторизации 18 пунктов

Рис. 1. Конфирматорный факторный анализ 18 пунктов Шкалы потребности в познании

Таблица 1

Факторизация 18 пунктов Шкалы потребност в познании методом главных компонент.
Факторные веса с абсолютным значением меньше 0,31 опущены для компонент 2—7

Примечание: метод выделения: анализ методом главных компонент; «a» — извлеченных компонент — 7.

 Поскольку факторные нагрузки и регрессионные коэффициенты у некоторых пунктов шкалы оказались
невысокими, мы попробовали провести оптимизацию шкалы, пошагово исключая из нее пункты с наименьшими коэффициентами. Каждый набор пунктов был проверен конфирматорным факторным анализом, результаты которого отражены в табл. 2.

Таблица 2
Статистика альтернативных структур Шкалы потребности познания

Шкала с исключенными пунктами 6, 7, 14, 18 показала хорошие характеристики модели по всем показателям. Эксплораторный факторный анализ для этого набора пунктов показал нагрузки всех пунктов выше 0,5, а первый фактор в этой модели объясняет 31,6% дисперсии данных. При этом собственные значения еще трех компонент оказались > 1, все 4 компоненты объясняют суммарно 55,7% дисперсии (табл. 3).

Таблица 3
Факторизация 14 пунктов Шкалы потребности в познании методом главных компонент

Коэффициент Альфа Кронбаха для шкалы из 14 пунктов составил 0,83. Распределение индивидуальных значений суммарного балла по шкале из 14 пунктов не отличалось от нормальногопо критерию Колмогорова— Смирнова (p = 0,81).

Следует отметить, что корреляция версий из 14 и 18 пунктов составила r=0,98 (p < 0.001).

Как отмечалось выше, некоторые испытуемые проходили также тесты интеллекта. Коэффициенты корреляции Спирмена между Шкалой потребности в познании и тестами составили: для теста Равена (r=0,41; p<0,05; N=30), для теста Отдаленных Ассоциаций (r=0,36; p<0,05; N=32) и для теста

Амтхауэра (r=0,31; p<0,05; N=32). При этом из трех вербальных субтестов самая высокая корреляция у Шкалы потребности в познании была с субтестом Аналогии (r=0,42; p<0,05), а корреляции с другими субтестами были ниже: с субтестом Общая осведомленность (r=0,30; p<0,1), с субтестом Обобщение (r=0,34; p=0,058).

Обсуждение результатов

Психометрические свойства версии Шкалы потребности в познании в переводе Е.А. Шепелевой и Е.М. Лаптевой оказались достаточно хорошими. Как полная, так и сокращенная версии шкалы имеют высокую согласованность, а также обнаруживают высокое соответствие однофакторной модели в конфирматор- ном факторном анализе. Проблематичным является невысокий процент дисперсии, объясненный одно­факторной моделью. Снижение числа пунктов до достижения моделью принятых в научном сообществе нормальных показателей CFI и RMSEA повышает долю дисперсии, объясняемой одним фактором, но снижает содержательное разнообразие пунктов. Вслед за С.А. Щебетенко мы придерживаемся рекомендации использования полной версии, состоящей из 18 пунктов опросника. К тому же в пользу такой рекомендации говорит чрезвычайно высокая корреляция баллов полной и сокращенной версии шкалы.

Возможные перспективы улучшения шкалы мы связываем с попыткой совместить удачные версии перевода пунктов, которые по-разному проявили себя в версиях опросника. Можно отметить, что менее удовлетворительные свойства в обеих версиях шкалы показали пункты 7, 14 и 18. При этом другие пункты, исключение которых позволило улучшить качество модели, отличаются в двух версиях опросника (табл. 4).

Таблица 4
Сравнение двух версий перевода опросника Шкалы потребности в познании

Примечание: курсивом отмечены пункты с низкими статистическими показателями в моделях авторов.

С другой стороны, различие в свойствах моделей и понимании пунктов может быть связано с различиями выборок испытуемых в нашей работе и в исследовании С.А. Щебетенко. В нашем случае испытуемые добровольно откликались на объявление об исследовании, а также получали денежное вознаграждение за участие. Мотивационные различия могли вызвать иное прочтение пунктов опросника. Другое возможное толкование — меньшее влияние фактора социальной желательности при прохождении опросника в онлайн-фор- ме. Это предположение согласуется с лучшими свойствами модели, полученными по данным онлайн- опроса. Также полученные различия в психометрических свойствах в некоторой степени могут быть обусловлены разницей переводов на русский язык оригинальной версии опросника.

Конкурентная валидность Шкалы потребности в познании показала корреляции с тестами интеллекта, как флюидного, так и вербального. Это соотносится с данными, представленными у Б. Хилла с соавторами [Need for cognition, 2013]. Также интересен анализ паттерна корреляций с различными шкалами кристаллизованного интелекта. Более сильная связь оказалась у Шкалы потребности в познании с субтестом «Аналогии», требующим способности к рассуждению, а более слабая — с субтестом «Общая осведомленность». Кроме того, значимая положительная корреляция обнаружилась с Тестом отдаленных ассоциаций (RAT), что, по-видимому, говорит о роли потребности в познании в формировании сети связей между понятиями, усвоенными индивидом, которая облегчает доступ к памяти при тестировании. Тест отдаленных ассоциаций разрабатывался исходно как тест креативности, но в большинстве исследований показывает более сильные связи с тестами интеллекта, чем креативности. Например, на данной выборке корреляция с тестом Равена r=0,45, а с вербальным субтестом Амтхауэра — r=0,78, причем самая сильная корреляция — у Теста отдаленных ассоциаций с субтестом Аналогии.

Ограничением проведенного исследования является невозможность контроля за выполнением тестов интеллекта при дистанционном сборе данных, а также правдивости информации о поле и возрасте испытуемых. В литературе имеются данные сравнительного анализа результатов тестов умственных способностей, проводимых в лабораторных условиях и онлайн. Данные свидетельствуют о том, что хотя различия между средними баллами у выборок, проходивших тестирование в разных условиях, и обнаруживаются, они могут быть объяснены другими факторами — например, возрастом и уровнем образования. В то же время, структурных различий в результатах выборок, проходивших тестирование лабораторно и дистанционно, получено не было [Comparison of ability, 2009].

Мы полагаем, что предложенная методика измерения потребности в познании может быть рекомендована к проведению для испытуемых подросткового возраста и взрослых, так как она широко используется в зарубежных исследованиях у детей, начиная со среднего школьного возраста. Для нормирования шкалы потребуются дополнительные исследования у испытуемых разных возрастных диапазонов.

Заключение

Проведенный литературный анализ демонстрирует, что потребность в познании является внутренней мотивационной движущей силой поведения и активности человека, в большой степени свойственной интеллектуально одаренным индивидам. В то же время, потребность в познании может вносить независимый от когнитивных способностей вклад в достижения. Потребность в познании может быть измерена с помощью специальных опросников, один из которых мы приводим в приложении к данной статье. При этом, наряду с самоотчетными методиками, перспективным психодиагностическим направлением может стать разработка тестов потребности в познании.

В связи с развитием интернет-технологий в настоящее время внимание исследователей привлекают новые способы поиска знания — поиск информации в киберпространстве. Как формирование, так и удовлетворение потребности в познании обретает свою специфику у людей, привыкших пользоваться интернет- технологиями. Интернет делает легкодоступным большое количество информации, но при этом ее усвоение оказывается более поверхностным. Ранее отсутствовавшая заинтересованность индивида в каком-либо новом знании может образоваться из-за того, что в интернет-среде активно демонстрируется интерес других пользователей к тому или иному контенту — наглядная демонстрация количества просмотров, отметок «нравится», комментариев [Bertrams, 2009]. При этом дис- синхрония развития, нередко свойственная одаренным детям и выражающаяся в их высокой потребности в познании в совокупности с пониженной эмпатией, вероятно, будет иметь меньшее значение при взаимодействии через Интернет. Проведенная в нашем исследовании апробация онлайн-версии шкалы потребности в познании на выборке посетителей социальных сетей, вероятно, имеет свою специфику, связанную с высокой заинтересованностью испытуемых, наличием у них свободного времени, привлекательностью для них денежной мотивации.

Также актуальным исследовательским вопросом может выступить специфика влияния обучающей и семейной среды на формирование потребности в познании. Представляется, что потребность в познании (как мотивационная характеристика) в большей степени, по сравнению с интеллектом, способна изменяться под воздействием развивающих и воспитательных процедур. Стили взаимодействия в семье, участие в воспитании бабушек и дедушек, состав семьи, наличие сиблингов и порядок их рождения [Damian, 2015; Rohrer, 2015] — все это может иметь непосредственное влияние на формирование потребности в познании и требует изучения в рамках специально организованных исследований.

Финансирование