Воспринимаемая коллективная преемственность: адаптация шкалы для российского контекста

129

Аннотация

В статье представлены результаты адаптации шкалы воспринимаемой коллективной преемственности на русский язык, конструкт которой был изначально разработан Ф. Сани и коллегами в 2007 г. Феномен воспринимаемой коллективной преемственности отражает восприятие групп как сущностей, устойчивых во времени и передающих традиции из поколения в поколение. Восприятие коллективной преемственности основано на двух основных измерениях: воспринимаемой культурной преемственности (воспринимаемой непрерывности норм и традиций) и воспринимаемой исторической преемственности (воспринимаемой взаимосвязи между разными историческими эпохами и событиями). В апробации методики приняли участие 637 жителей России. Методика продемонстрировала хорошее соответствие эмпирическим данным, обозначив двухфакторную структуру конструкта и валидность шкалы. В целом, методика воспринимаемой коллективной преемственности демонстрирует хорошие психометрические показатели и может быть использована для исследований в области межгрупповых отношений как надежный и устойчивый инструментарий.

Общая информация

Ключевые слова: преемственность, историческая преемственность, культурная преемственность

Рубрика издания: Теория и методология

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/chp.2022180214

Финансирование. Исследование реализовано при поддержке факультета социальных наук Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики».

Благодарности. Авторы благодарят за помощь в работе над исследованием Е.Р. Агадуллину, И.Р. Сариеву и И.C. Прусову.

Получена: 16.06.2021

Принята в печать:

Для цитаты: Терскова М.А., Богатырева Н.И., Иванов А.А., Романова М.О., Быков А.О., Анкушев В.В. Воспринимаемая коллективная преемственность: адаптация шкалы для российского контекста // Культурно-историческая психология. 2022. Том 18. № 2. С. 127–135. DOI: 10.17759/chp.2022180214

Полный текст

Введение

Согласно теории социальной идентичности, человек осознает свое место в мире, относя себя к тем социальным группам, которые имеют для него эмоциональное значение [25]. Однако представление индивида о себе формирует не только сам факт его идентификации с той или иной социальной группой, но и характеристики этой группы и особенности ее восприятия индивидом.

В качестве одной из особенностей восприятия группы социальные психологи выделяли воспринимаемую групповую сущность, рассматривая восприятие группы как объект или как связное целое [8; 23]. С. Рейчер и Н. Хопкинс [21] предполагали, что подобные группы воспринимаются людьми непрерывными, т. е. как некоторые сущности, которые движутся сквозь время. Являясь членом такой группы, человек воспринимает себя малой частью продолжительно существующего «организма», который не только пространственно больше него, но и существовал до и будет существовать после него. Опираясь на эти исследования, Ф. Сани с коллегами [17] сформулировали теорию воспринимаемой коллективной преемственности, подразумевающую, что культура и история социальной группы может передаваться и сохраняться от поколения к поколению. С. Рейчер и Н. Хопкинс обращают внимание на то, как много усилий и времени тратят члены группы для возвышения и уважения их прошлого группового опыта, а также для защиты собственной интерпретации исторических событий [21]. Чувство коллективной преемственности как раз обеспечивает это возвышение, а также позволяет защищать группу, ее опыт, и связанные с ней события. К примеру, хотя люди осознают, что сами они умрут, чувство коллективной преемственности позволяет обеспечить экзистенциальную безопасность [16—18], так как это чувство подразумевает, что та часть человека, которая определяется членством в группе, обладает временной стойкостью и трансформируется в «вечное мы» [14; 26]. Исходя из этой связи с прошлым, члены группы способны глубже понимать себя, а также внутри- и межгрупповые процессы.

Ф. Сани с коллегами [17] считают, что чувство воспринимаемой коллективной преемственности основывается на двух представлениях: культурном и историческом. Первое представление связано с верой в то, что основные ценности, традиции и верования передаются внутри группы из поколения в поколение. Вера в культурную преемственность означает, что в представлении людей группа имеет устойчивые и постоянные культурные черты, характеризующие эту группу на любом отрезке времени ее существования. Второе представление, историческое, подразумевает воспринимаемую взаимосвязь различных временных периодов в истории группы. Авторы теории описывают это как «непрерывный поток», когда различные эпохи, времена и события в истории группы воспринимаются как последовательно и логично связанные между собой, образующие непрерывную историю или непрерывное повествование. Чувство коллективной исторической преемственности включает в себя не только прошлое, но и веру в то, что группа будет существовать в будущем [20].

Авторы считают историческую и культурную воспринимаемую коллективную преемственность взаимосвязанными, но подчеркивают концептуальную разницу между восприятием преемственности традиций и преемственности исторических периодов. Это означает, что в восприятии группы может доминировать один из аспектов, а также они могут быть связаны с разными особенностями группы и последствиями для ее членов. Например, для группы, которая радикально изменила свой политический режим, может быть нежелательна высокая культурная преемственность, потому что она бы означала передачу старых верований и традиций. Однако высокая историческая преемственность может, наоборот, помогать подчеркнуть произошедшую историческую перемену и объяснить преобразования [17].

Ф. Сани с коллегами [17] показали, что восприятие группы как существующей во времени сущности связано с социальной идентичностью, восприятием групповой целостности, коллективной самооценкой группы. Данный конструкт активно рассматривается в рамках изучения различных социально-психологических феноменов: социального благополучия [18], эссенциалистских верований [6], страха смерти [16], сопротивления слиянию групп [26]. Также воспринимаемая коллективная преемственность имеет непосредственное отражение в более глобальных процессах, затрагивая темы межгрупповых отношений [15], социальной идентичности [19] и групповой динамики [24].

Методика оценки воспринимаемой коллективной преемственности

Единственный вариант методики оценки воспринимаемой коллективной преемственности был представлен в 2007 году Ф. Сани и его коллегами. Методика включает в себя 12 утверждений, по 6 на каждый аспект преемственности. Шкала исторической воспринимаемой коллективной преемственности содержит утверждения о связанности временных периодов в истории группы (например: «Italian history is a sequence of interconnected events»). Шкала культурной преемственности включает в себя утверждения о передаче и сохранении традиций или верований сквозь поколения (например: «Italian people have passed on their traditions across different generations»). Методика показала высокую внутреннюю согласованность (a = 0,8), шкалы исторического и культурного представления также были согласованы (a = 0,86 и a = 0,71 соответственно). Проверка структуры конструкта подтвердила двухфакторность, выделив историческое и культурное представления.

Методика активно используется авторами по всеми миру. Были сделаны переводы на голландский, греческий и турецкий языки [19; 11]. Все переводы подтверждают хорошую согласованность шкал, однако эмпирические данные не всегда подтверждают двухфакторную структуру. В частности, в Турции такая структура не подтверждается, что косвенно может указывать на культурную специфичность восприятия суждений (например, в некоторых странах культура и история могут рассматриваться как неразрывные части).

Растущая актуальность исследований групп с точки зрения восприятия их временных характеристик подталкивает к более глубокому изучению данного конструкта и его связи с психологическими феноменами. Так, например, воспринимаемая коллективная преемственность может объяснить повышение аутгрупповой враждебности [15], противостояние слиянию групп [26] и мотивы защиты ингруппы [7]. Методика коллективной преемственности может оказаться полезным инструментом для изучения особенностей восприятия социальных групп, характеристик ее членов, и межгрупповых отношений в России. На территории современной России проживает много групп (гражданских, этнических, национальных), для которых конструкт коллективной преемственности может предсказать и объяснить не только особенности восприятия собственной группы, но и важные межгрупповые процессы. Помимо этого, коллективная преемственность может объяснить восприятие исторических процессов в России. Российская Федерация — молодое государство, создание которого могло «прервать» коллективную преемственность группы. Так, согласно опросу Левады, россияне оценивают советскую власть лучше, чем нынешнюю, и сожалеют о распаде Советского Союза [4].

Целью данной статьи является адаптация методики оценки воспринимаемой коллективной преемственности для российского контекста на примере этнической группы русских, так как именно русские являются самой многочисленной этнической группой на территории России. Было важно выбрать не национальную группу, основанную на гражданстве (россияне), а этническую (русские), так как именно этнос воспринимается как генетически предопределенный, из-за чего целостность таких групп оценивается высоко [2].

Выборка

В исследовании приняли участие 637 жителей России, идентифицирующих себя как русские, в возрасте от 18 до 79 лет (M = 36,71; SD = 10,59; 50,9% мужчин). Большая часть респондентов имеют одно или более высших образований (57,1%), еще часть испытуемых имеют незаконченное высшее образование (9,4%), остальные закончили общее среднее (10,5%) или среднее специальное образование (22,4%).

Методики

Воспринимаемая коллективная преемственность измерялась при помощи методики Ф. Сани и коллег, переведенной на русский язык двумя переводчиками независимо друг от друга. Далее, в результате сравнения двух вариантов и проведенных когнитивных интервью с респондентами, был составлен окончательный вариант шкалы, состоящий из 12 суждений (см. Приложение), из которых 6 относятся к культурному представлению (например: «На протяжении всей истории русские сохраняют свой менталитет»; M = 5,12; SD = 1,09; α = 0,87), а другие 6 — к историческому (например: «Существует причинно-следственная связь между различными событиями в истории России»; M = 5,42; SD = 0,92; α = 0,83). Каждое суждение было необходимо оценить от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен).

Ф. Сани с коллегами [17] опирались на связь преемственности с конструктами, относящимися к феноменам групповой идентификации, так как стремление людей к групповой идентичности может закрывать психологическую потребность людей в непрерывности и преемственности (или чувстве символического бессмертия). Следовательно, ингруппа, которая воспринимается как культурно и исторически преемственная, должна усиливать собственное чувство непрерывности, что, в свою очередь, должно усиливать групповую идентификацию, положительную оценку группы и эмоциональную связь с группой. Для проверки конвергентной валидности шкалы использовались следующие методики.

Воспринимаемая групповая целостность — оценивалась при помощи трех суждений: «русских можно назвать сплоченной группой / русских можно назвать организованной группой / русских можно рассматривать как единое целое» [2]. Каждое суждение необходимо было оценить с помощью шкалы от 1 (полностью не согласен) до 7 (полностью согласен) (α = 0,89).

Групповая идентификация — измерялась с помощью двухфакторной шкалы [12], адаптированной на русский язык [1]. Шкала включает в себя 14 суждений (например: «Принадлежность к русским делает меня счастливым»), объединенных в 5 шкал. Каждое из суждений необходимо оценить по шкале Ликерта от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен) (α = 0,94).

Термометр чувств — оценивался через оценку респондентами того, насколько неблагоприятно/с симпатией и негативные/теплые чувства они испытывают по отношению к русским, указывая цифру от –5 (неблагоприятно/негативные чувства) до +5 (симпатия/теплые чувства) (α = 0,96) [15].

Для оценки дискриминантной валидности шкалы использовались методики из Большой пятерки, направленные на оценку шкал экстраверсии (а = 0,79) и нейротизма (α = 0,86) [3]. Каждая шкала включает в себя 9 утверждений, которые необходимо оценить от 1 (совершенно не согласен) до 5 (совершенно согласен). Именно эти черты были выбраны для проверки дискриминантной валидности, так как это стабильные личностные конструкты, которые не связаны с групповыми феноменами.

Результаты

Оба компонента шкалы показали высокую внутреннюю согласованность (α > 0,8) (табл. 3). В табл. 1 приведена описательная статистика утверждений. Как видно из данных, все утверждения имеют левую асимметрию, т. е. респонденты скорее склонны соглашаться с ними. Большинство утверждений имеют положительный эксцесс, что указывает на распределение, где недостаточное количество респондентов имеют низкие и высокие баллы, чтобы оно считалось нормальным. Это означает, что большая часть утверждений имеют маленькую дисперсию.

Таблица 1

Описательная статистика по суждениям методики и корреляции пунктов с общими показателями

 

Формулировка суждений

M (SD)

Med

A

Э

r (И/К)

r

1 (К)

Русские передают свои традиции из поколения в поколение

5,07 (1,31)

5

-0,888

0,57

0,52

0,47

2 (И)

История России — это последовательность взаимосвязанных событий

5,58 (1,22)

6

-1,270

1,856

0,56

0,56

3 (К)

Ценности и убеждения русских выдержали проверку временем

5,11 (1,52)

5

-0,792

-0,107

0,70

0,65

4 (И)

Основные периоды в истории России связаны друг с другом

5,45 (1,2)

6

-1,234

1,823

0,64

0,58

5 (К)

На протяжении всей истории русские сохраняют свой менталитет

5,28 (1,32)

6

-1

0,668

0,64

0,58

6 (И)

Нет никакой связи между прошлыми, настоящими и будущими событиями в истории России

5,61 (1,3)

6

-1,26

1,094

0,61

0,44

7 (К)

Русские всегда будут отличаться своими традициями и убеждениями

5,34 (1,33)

6

-0,98

0,747

0,68

0,60

8 (И)

Существует причинно-следственная связь между различными событиями в истории России

5,59 (1)

6

-1,292

2,538

0,61

0,49

9 (К)

Россия сохраняет традиции и обычаи на протяжении всей своей истории

4,96 (1,44)

5

-0,85

0,031

0,78

0,68

10 (И)

Основные события в истории России образуют неразрывную цепочку

5,14 (1,32)

5

-0,993

0,575

0,66

0,68

11 (К)

Русские всегда придерживались и придерживаются собственных ценностей

4,97 (1,4)

5

-0,806

0,076

0,74

0,64

12 (И)

Нет никакой преемственности между разными периодами в истории России

5,14 (1,39)

6

-0,83

-0,097

0,52

0,38

Примечание: M — среднее; SD — стандартное отклонение; Med — медиана; А — асимметрия; Э — эксцесс; r (И/К) — корреляция с суммой остальных пунктов исторического или культурного представления; r — корреляция с суммой остальных пунктов всей шкалы; И — историческое представление; К — культурное представление.

Для оценки структурной валидности шкалы был применен конфирматорный факторный анализ с помощью пакета lavaan для R 4.0.4 [13]. Значения RMSEA < 0,06 и SRMR ≤ 0,08; TLI ≥ 0,95 [22]; CFI ≥ 0,95 и X2/df < 3 [10] были выбраны для оценки значимости как индикаторы хорошего качества модели [9].

Изначальная теоретическая модель продемонстрировала низкое соответствие эмпирическим данным: χ2 (53) = 226,04; RMSEA = 0,071 [90% CI: [0,064; 0,08]; CFI = 0,918; TLI = 0,897; SRMR = 0,060. Анализ индексов модификации показал, что существует высокая ковариация ошибок между двумя обратными суждениями (6 и 12), которая может объясняться тем, что оставшиеся суждения в шкале — прямые. Скорректированная с учетом добавления выявленной ковариации модель (см. рисунок) демонстрирует хорошее соответствие эмпирическим данным: χ2 (52) = 135,89; RMSEA = 0,05 [90% CI: [0,041; 0,059]; CFI = 0,96; TLI = 0,949; SRMR = 0,046.

Для проверки устойчивости структуры шкалы, а также для оценки схожести факторных нагрузок среди разных социодемографических групп был проведен мультигрупповой факторный анализ. Были оценены три уровня инвариантности шкалы: структурная (оценивает, принадлежат ли суждения в разных группах к одним и тем же факторам), метрическая (оценивает, сравнимы ли факторные нагрузки суждений в разных группах) и скалярная (оценивает, одинаковая ли «сложность» суждений в разных группах). С помощью мультигруппового факторного анализа сравнивались оценки шкал среди мужчин и женщин. Согласно стандартам разница в CFI между инвариатностями не должна превышать 0,01 [5], поэтому по результатам, представленным в табл. 2, можно утверждать, что шкала демонстрирует полную инвариантность, т. е. для разных социальных групп шкала работает одинаково.

Рис. Модель измерения воспринимаемой коллективной преемственности с факторными нагрузками

Для проверки валидности конструкта был проведен корреляционный анализ, результаты которого представлены в табл. 3. Конвергентная валидность подтверждена полученными значимыми корреляциями с целостностностью группы (r(635) = 0,57; p < 0,001), групповой идентификацией (r(635) = 0,62; p < 0,001) и термометром чувств (r(635) = 0,49; p < 0,001). Слабая положительная корреляция коллективной преемственности с экстраверсией (r(635) = 0,17; p < 0,001) и слабая негативная корреляция с нейротизмом (r(635) = -0,15; p < 0,001) подтвердили дискриминантную валидность адаптируемой шкалы.

Таблица 2

Результаты мультигруппового факторного анализа

 

Группы

Модель

χ2

df

RMSEA

[90% CI]

SRMR

CFI

TLI

AIC

BIC

δχ2

δdf

δCFI

Гендерные группы (мужчины, женщины)

Конфигурационная инвариантность

192,7*

104

0,052

[0,042—

0,061]

0,048

0,959

0,948

22973

22635

-

-

-

Метрическая
инвариантность

196,6*

114

0,0478

[0,038—

0,057]

0,056

0,966

0,956

22914

22620

3,88

10

0,003

Скалярная инвариантность

210,4*

124

0,047

[0,037—

0,056]

0,053

0,96

0,957

22862

22612

13,83

10

-0,002

Примечание: х2 — критерий хи-квадрат; df — число степеней свободы; RMSEA — среднеквадратическая ошибка оценки; SRMR — стандартизированный корень среднеквадратического остатка; CFI — показатель сравнительного соответствия; TLI — ненормированный показатель соответствия; AIC — информационный критерий Акайке; BIC — информационный критерий Байеса; «*» — p < 0,001.

Таблица 3

Описательная статистика и корреляции с другими конструктами

 

Шкала

M (SD)

α

1

1.1

1.2

2

3

4

5

Воспринимаемая коллективная преемственность

5,27 (0,85)

0,87

             

Историческое представление

5,42 (0,92)

0,83

             

Культурное представление

5,12 (1,09)

0,87

 

0,45*

         

Воспринимаемая групповая целостность

4,21 (1,41)

0,89

0,57*

0,33*

0,63*

       

Групповая идентификация

5,09 (1,11)

0,94

0,62*

0,37*

0,65*

0,61*

     

Термометр чувств

9,20 (1,89)

0,96

0,49*

0,32*

0,51*

0,46*

0,65*

   

Экстраверсия

2,93 (0,73)

0,79

0,17*

0,06

0,21*

0,25*

0,28*

0,24*

 

Нейротизм

3,03 (0,80)

0,86

-0,15*

-0,06

-0,19*

-0,24*

-0,24*

-0,21*

-0,42*

Примечание: M — среднее; SD — стандартное отклонение; α — альфа Кронбаха; «*» — p < 0,05.

Обсуждение

В статье представлена адаптация методики воспринимаемой коллективной преемственности на русский язык и для российского контекста. Эмпирические данные показали, что русифицированная шкала воспринимаемой коллективной преемственности соответствует не только заложенной авторами факторной структуре, но и психометрическим стандартам валидности и надежности. Это означает, что коллективную преемственность можно начать изучать в российском контексте, используя как целую шкалу, так и подшкалы для различных аспектов преемственности.

В частности, исходя из того, что авторы теории предполагают связь отдельных аспектов воспринимаемой коллективной преемственности с разными особенностями группы и последствиями для ее членов, исторический контекст может объяснить различия между этническими и национальными группами, проживающими на территории России.

Так как члены социальных групп склонны тратить много усилий для защиты собственной интерпретации исторических событий и уважения их группового опыта [21], конструкт воспринимаемой коллективной преемственности может позволить объяснить отношения с группами, проживающими на территории стран, объединенных с Россией в одно государство в рамках определенных исторических периодов, так как официально за последний век сменилось три государства. Более того, эти государства подразумевали разный территориальный состав и распространение отличающихся ценностей. Высокая воспринимаемая коллективная преемственность способна предсказать аутгрупповые аттитюды. Чем выше воспринимаемая коллективная преемственность, тем экстремальнее становятся аттитюды, причем это верно как для нейтрально или положительно оцениваемых аутгрупп (аттитюды по отношению к ним становятся еще положительнее), так и для негативно оцениваемых аутгрупп (аттитюды по отношению к ним становятся еще негативнее) [15]. Это влияние может помочь объяснить межгрупповые процессы не только внутри России, но и по отношению к группам за ее пределами.

Помимо этого, воспринимаемая коллективная преемственность активно изучается в свете усиления экзистенциальной безопасности и уменьшения страха смерти. Это также может быть актуально для российского контекста, в котором обращение к истории и культуре может выполнять защитную функцию.

Приложение

Шкала воспринимаемой коллективной преемственности

1. Русские передают свои традиции из поколения в поколение.

2. История России — это последовательность взаимосвязанных событий.

3. Ценности и убеждения русских выдержали проверку временем.

4. Основные периоды в истории России связаны друг с другом.

5. На протяжении всей истории русские сохраняют свой менталитет.

6. Нет никакой связи между прошлыми, настоящими и будущими событиями в истории России.

7. Русские всегда будут отличаться своими традициями и убеждениями.

8. Существует причинно-следственная связь между различными событиями в истории России.

9. Россия сохраняет традиции и обычаи на протяжении всей своей истории.

10. Основные события в истории России образуют неразрывную цепочку.

11. Русские всегда придерживались и придерживаются собственных ценностей.

12. Нет никакой преемственности между разными периодами в истории России.

Культурное представление: 1, 3, 5, 7, 9, 11.

Историческое представление: 2, 4, 6, 8, 10, 12.

Обратные вопросы: 6 и 12.

Литература

  1. Агадуллина Е.Р., Ловаков А.В. Модель измерения ингрупповой идентификации: проверка на российской выборке // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2013. Том 10. № 4. С. 139—153.
  2. Агадуллина Е.Р., Ловаков А.В. Подходы к пониманию целостности группы: есть ли реальные различия? // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2017. Том 14. № 3. C. 536—554.
  3. Щебетенко С. Установки на черты личности в контексте Большой пятерки. Психометрика русскоязычной версии Big Five Inventory 2015.
  4. Человек советский: как менялись восприятие россиянами самих себя и их отношение к СССР [Электронный ресурс]. URL: https://www.levada.ru/2021/01/14/chelovek-sovetskij-kak-menyalis-vospriyatie-rossiyanami-samih-sebya-i-ih-otnoshenie-k-sssr/ (дата обращения: 15.06.2021).
  5. Fischer R., Karl J.A. A Primer to (Cross-Cultural) Multi-Group Invariance Testing Possibilities in R // Frontiers in Psychology. 2019. Vol. 10. P. 1507. DOI: 10.3389/fpsyg.2019.01507
  6. Siromahov M., Buhrmester M., McKay R. Beliefs in national continuity are related to essentialist thinking and to perceptions of the nation as a family // Nations and Nationalism. 2020. Vol. 26. № 4. P. 845—863.
  7. Smeekes A., Verkuyten M. Collective self-continuity, group identification and in-group defense // Journal of Experimental Social Psychology. 2013. Vol. 49. № 6. P. 984—994.
  8. Campbell D.T. Common fate, similarity, and other indices of the status of aggregates of persons as social entities // Behavioral science. 1958. Vol. 3. № 1. P. 14.
  9. Gatignon H. Confirmatory factor analysis Springer, 2010. P. 59—122.
  10. Hu L., Bentler P.M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives // Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 1999. Vol. 6. № 1. P. 1—55.
  11. Smeekes A., McKeown S., Psaltis C. Endorsing narratives under threat: Maintaining perceived collective continuity through the protective power of ingroup narratives in Northern Ireland and Cyprus // Journal of Social and Political Psychology. 2017. Vol. 5. № 2. P. 282—300.
  12. Leach C.W. [и др.]. Group-level self-definition and self-investment: A hierarchical (multicomponent) model of in-group identification // Journal of Personality and Social Psychology. 2008. Vol. 95. № 1. P. 144—165.
  13. Rosseel Y. lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling // Journal of Statistical Software. 2012. Vol. 48. № 2. P. 1—36.
  14. Reicher S., Haslam S.A., Rath R. Making a Virtue of Evil: A Five-Step Social Identity Model of the Development of Collective Hate: Making a Virtue of Evil // Social and Personality Psychology Compass. 2008. Vol. 2. № 3. P. 1313—1344.
  15. Warner R.H., Kent A.H., Kiddoo K.L. Perceived collective continuity and attitudes toward outgroups: Collective continuity and outgroup attitudes // European Journal of Social Psychology. 2016. Vol. 46. № 5. P. 595—608.
  16. Sani F., Herrera M., Bowe M. Perceived collective continuity and ingroup identification as defence against death awareness // Journal of Experimental Social Psychology. 2009. Vol. 45. № 1. P. 242—245.
  17. Sani F. [и др.]. Perceived collective continuity: seeing groups as entities that move through time // European Journal of Social Psychology. 2007. Vol. 37. № 6. P. 1118—1134.
  18. Sani F., Bowe M., Herrera M. Perceived collective continuity: Seeing groups as temporally enduring entities. In F. Sani (Ed.) // Self continuity: Individual and collective perspectives. 2008. P. 159—172.
  19. Smeekes A., Verkuyten M. Perceived Group Continuity, Collective Self-Continuity, and In-Group Identification // Self and Identity. 2014. Vol. 13. № 6. P. 663680.
  20. Wohl M.J.A., Branscombe N.R., Reysen S. Perceiving Your Group’s Future to Be in Jeopardy: Extinction Threat Induces Collective Angst and the Desire to Strengthen the Ingroup // Personality and Social Psychology Bulletin. 2010. Vol. 36. № 7. P. 898—910.
  21. Reicher S., Hopkins N. Psychology and the End of History: A Critique and a Proposal for the Psychology of Social Categorization // Political Psychology. 2001. Vol. 22. № 2. P. 383—407.
  22. Schreiber J.B. [и др.]. Reporting Structural Equation Modeling and Confirmatory Factor Analysis Results: A Review // The Journal of Educational Research. 2006. Vol. 99. № 6. P. 323—338.
  23. Sani F., Todman J., Lunn J. The fundamentality of group principles and perceived group entitativity // Journal of Experimental Social Psychology. 2005. Vol. 41. № 6. P. 567—573.
  24. Smeekes A., Verkuyten M. The presence of the past: Identity continuity and group dynamics // European Review of Social Psychology. 2015. Vol. 26. № 1. P. 162—202.
  25. Tajfel H., Turner J. The social identity theory of intergroup behavior. Abridged version reprinted in J. Jost & J. Sidanius // Political psychology: Key readings. 2004. P. 276—293.
  26. Jetten J., Hutchison P. When groups have a lot to lose: Historical continuity enhances resistance to a merger // European Journal of Social Psychology. 2011. Vol. 41. № 3. P. 335—343.

Информация об авторах

Терскова Мария Александровна, младший научный сотрудник, лаборатория психологии социального неравенства, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО НИУ ВШЭ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-3692-5809, e-mail: mterskova@hse.ru

Богатырева Наталья Игоревна, стажер-исследователь, Научно-учебная лаборатория психологии социального неравенства, ФГАОУ ВОФГБОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВОФГБОУ ВО «НИУ ВШЭ»)», Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6024-2322, e-mail: nbogatyreva@hse.ru

Иванов Александр Александрович, стажер-исследователь, факультет социальных наук, департамент психологии, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО НИУ ВШЭ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-4551-5334, e-mail: aaivanov_8@edu.hse.ru

Романова Марина Олеговна, стажер-исследователь научно-учебной лаборатории психологии социального неравенства, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО НИУ ВШЭ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-5240-407X, e-mail: moromanova@hse.ru

Быков Артур Олегович, стажер-исследователь научно-учебной лаборатории психологии социального неравенства, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО НИУ ВШЭ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-8573-5716, e-mail: ao.bykov@hse.ru

Анкушев Владислав Вадимович, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО НИУ ВШЭ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-9093-6512, e-mail: vladislavankushev@yandex.ru

Метрики

Просмотров

Всего: 308
В прошлом месяце: 26
В текущем месяце: 1

Скачиваний

Всего: 129
В прошлом месяце: 9
В текущем месяце: 3