Первичная адаптация и валидизация шкалы Р. Шварцера «Проактивные аттитюды» на неклинической выборке: проверка внутренней согласованности и тест-ретестовой надежности

В статье приводятся результаты перевода, проверки внутренней согласованности, стандартизации, валидизации и тест-ретестовой надежности шкалы Р. Шварцера (R.Schwarzer), получившей название «Проактивные аттитюды». Данная шкала состоит из 8 вопросов, предназначена для оценки уровня проактивных аттитюдов как проактивной установки на будущие события. Общая выборка исследования составила 385 человек (245 женщин и 140 мужчин) в возрасте 16—55 лет. Русскоязычный вариант шкалы показал приемлемую внутреннюю согласованность (коэффициент альфа Кронбаха: α = 0,768) в возрасте от 16 до 55 лет. Факторный анализ выявил однофакторную структуру шкалы (фактор «Возможность самостоятельного выбора»). Показатели тест-ретестовой надежности по Спирмену находятся на значимом уровне (первый замер: r=0,68 при p≤0,01; второй замер спустя 3 недели: r=0,78 при p≤0,01). Также шкала обнаружила конвергентную валидность и дискриминативность (item-total correlation, по Пирсону, составила от 0,351 до 0,635 при p≤0,01). Выделены средние значения по шкале, представлены гендерные различия. Шкала «Проактивные аттитюды» является экспресс-методом в оценке проактивной направленности личности, обладает валидными психометрическими характеристиками. Перспектива работы состоит в дальнейшей стандартизации в других возрастных группах, уточнении данных конструктной и внешней валидности.

Введение

Последние годы набирает популярность исследование феномена проактивного совладающего поведения и личностных ресурсов, обусловливающих качество его развития [9; 13; 7; 6;18]. На данный момент адаптирован опросник проактивного копинга (в 2009 г. переведен Е.С. Старченковой, в 2019 г. адаптирован Е.П. Белинской с соавторами на неклинической выборке) [6] и А. И. Ерзиным создана методика «Проактивное поведение» [7; 8]. Разработка концепции проактивного совладания как вида совладающего поведения, ориентированного на управления целями, получила широкой распространение в организационной психологии, кризисной психологии и психологии личности.

Первоначальная шкала проактивных аттитюдов содержала 15 пунктов [19] и была задумана Р. Шварцером в 1997 г. как одномерная шкала для измерения ответственности субъекта за собственную жизнь и способности изменять ее к лучшему. Впоследствии Р. Шварцер сократил данную шкалу до 8 пунктов из-за многих спорных моментов при адаптации (многие пункты пришлось исключить из-за непонимания смысла вопроса респондентами и низкой дискриминативности). Хотя шкала проактивного отношения из 15 пунктов показала удовлетворительную надежность, но на данный момент используется только восемь пунктов исходной шкалы [20], которая описана в его монографии. Данная шкала с успехом была адаптирована и переведена на несколько языков.

Так как доступ к тексту 15-пунктовой шкалы на интернет-ресурсах ограничен, а публикации Р. Шварцера отсутствуют в открытом доступе, авторами была поставлена задача адаптации шкалы, состоящей из 8 пунктов. Единственное исследование, цель которого состояла в адаптации 15-пунктовой шкалы (проведено с участием 157 китайских студентов) [19], свидетельствует об удовлетворительности показателей конвергентной и внешней валидности (с этой целью были использованы тест по оценке локус-контроля и шкала самоэффективности), отрицательных значениях item-total correlation многих пунктов шкалы (в связи с чем данные пункты были удалены из опросника). Сам Р. Шварцер впоследствии отказался от использования данной шкалы, и опросник был удален с его официального авторского сайта.

Размерность шкалы проактивного отношения из 15 пунктов была проверена путем сопоставления одно- и двухфакторных подтверждающих моделей с помощью конфирматорного анализа. Однофакторная модель показала низкую приемлемость при разных индексах согласия (GFI =0,790; AGFI = 0,714; NNFI = 0,536; RMSEA = 0,133). Значения индексов соответствия двухфакторной модели GFI, AGFI и NNFI также являются более высокими (GFI = 0,886; AGFI = 0,843; NNFI = 0,795), что указывает на минимально приемлемое соответствие. Выделенные два фактора были названы «Проактивное совладание» и «Независимость». Более того, приемлемый уровень конвергентной и дискриминантной вариативности для этих двух факторов позволяет предположить, что любое дальнейшее применение исходной шкалы из 15 пунктов (или, возможно, шкалы из 14 пунктов, т. е. за вычетом пункта 7) потребовало бы анализа двух факторов [19]. На данный момент 8-пунктовая шкала представляет собой не просто усеченный вариант предыдущей, а принципиально иной, ориентированный только на исследование проактивного отношения.

Согласно Р. Шварцеру, проактивный аттитюд (проактивное отношение) — это характеристика личности, отражающая оптимистическое ожидание относительно ресурсов окружающей среды и собственных ресурсов, базирующаяся на ответственности и желании изменить ситуацию [20]. Аттитюд в разных источниках определяют как установку действовать определенным образом, отражающую смысл, ценность и мотив индивида [1; 15]; как действенное отражение, как ценностная диспозиция, устойчивая предрасположенность к определенной оценке, основанная на когнициях, аффективных реакциях, направленная на складывание интенций и на будущее поведение [11]. Следует отметить положительную направленность проактивного аттитюда, так как он отражает не только готовность субъекта менять себя и окружающую среду, но и в целом свидетельствует о позитивном отношении к неясному будущему [21]. Мы полагаем, что наиболее близкое понятие к проактивному аттитюду — это понятие смысловой установки, сформулированное А.Г. Асмоловым, А.Н. Леонтьевым и другими авторами в рамках разработки концепции деятельностного подхода. Смысловая установка представляет собой выражение личностного смысла в виде готовности действовать определенным образом в будущем. Таким образом, проактивный аттитюд воплощает в себе в большей степени смысловой и целевой аспекты [11]. Следует также отметить положительную направленность проактивного аттитюда. Существует лишь незначительное число методик для оценки особенностей восприятия времени, в том числе и категории будущего, — в рамках концепции временного аттитюда Ж. Ньютена, временной перспективы Ф. Зимбардо, каузометрии Е.И. Головахи и А.А. Кроника и других авторов [2], и в отличие от них шкала проактивных аттитюдов оценивает именно положительное или оптимистическое отношение к будущему.

Исследование проактивных аттитюдов на российских выборках не производилось, за исключением нашего пилотного небольшого исследования на выборке младших школьников [3]. Результаты проведенного исследования выявили ряд трудностей смыслового понимания вопросов шкалы, несмотря на то, что в зарубежных работах данная шкала с успехом применялась у школьников [17] и студентов [19]. Изучение проактивного совладающего поведения с помощью методик «Проактивный копинг» (в адаптации Е.П. Белинской и др.), «Проактивное поведение» (А.И. Ерзина) на разных выборках [3; 4; 5; 10] позволило выделить несколько преимуществ шкалы проактивных аттитюдов Р. Шварцера: во-первых, временная экономичность заполнения шкалы (8 вопросов-утверждений), что значительно облегчает задачу экспресс-диагностики при дефиците времени; во-вторых, простота обработки шкалы; в-третьих, достаточная информативность ответов, показывающая не только отношение к будущему, но и степень понимания ответственности, степень уверенности в себе; в-четвертых, данная шкала может использоваться в клинических условиях ввиду небольшого количества вопросов (например, для зависимых больных с сохранным интеллектом). На наш взгляд, шкала проактивных аттитюдов в большой степени отражает смысловой уровень отношения к будущему, чем поведенческий или личностный, представленные в методиках «Проактивный копинг» (в адаптации Е.П. Белинской и др.) и «Проактивное поведение» (А.И. Ерзина). Таким образом, новизна исследования состоит в первичной адаптации русскоязычной версии шкалы проактивных аттитюдов.

Цель настоящего исследования — перевод и оценка внутренней согласованности пунктов шкалы Р. Шварцера и тест-ретестовой надежности, а также стандартизация и валидизация методики. Для достижения цели были поставлены следующие задачи: 1) перевод оригинальной версии шкалы; 2) оценка внутренней согласованности шкалы, ее дискриминативности; определение тест-ретестовой надежности и валидности шкалы; выявление гендерных различий.

Теоретической базой настоящего исследования явились подходы Р. Шварцера и его коллег к проактивному совладающему поведению и проактивным аттитюдам, работы отечественных авторов по адаптации и созданию методик для исследования феноменов проактивности и проактивного совладания.

Анализ данных и методы

Данная шкала была трансформирована из 15-пунктовой в 1999 г., стандартизирована и валидизирована Р. Шварцером в течение нескольких лет на разных выборках. Шкала состоит из 8 вопросов, которые показали высокую внутреннюю согласованность и тест-ретестовую надежность на выборках широкого возрастного диапазона — от 13 до 60 лет [17]. В шкале используется 4-пунктоваяя шкала — от «совершенно верно» (4 балла) до «абсолютно неверно» (1 балл). По итогам шкалы можно набрать от 8 до 32 баллов. На наш взгляд, утверждения (вопросы) шкалы отражают структурные характеристики проактивных аттитюдов, которые включают смысловые компоненты («Я действую согласно своим ценностным установкам»), прогностические аспекты («Я тщательно обдумываю долгосрочные цели»), степень ответственности («Я чувствую личную ответственность за происходящее вокруг меня»). Прямых утверждений, связанных с установкой на будущее, не так много («Впереди у меня масса возможностей», «Мною движет чувство личностного предназначения»). Но именно в концепции Р. Шварцера проактивные аттитюды трактуются как интегральная характеристика, включающая вышеперечисленные аспекты [20]. В первоначальных исследованиях автора показано, что проактивные аттитюды связаны такими переменными, как локус контроля, самоопределение, оптимизм, надежда и самоэффективность [20]. Данная шкала использовалась достаточно широко Р. Шварцером и его коллегами в батарее методик (проактивное совладающее поведение, шкала прокрастинации, шкала самоэффективности) [16]. Некоторые зарубежные авторы включили данную методику в состав методов диагностики совладающего поведения подростков [17].

Наше исследование состояло из нескольких этапов. На первом этапе был осуществлен прямой обратный перевод пунктов опросника преподавателями кафедры психологии и английской филологии ТОГУ. По мере уточнения русскоязычной формулировки «proactive attitude» как проактивного аттитюда (а не проактивного отношения) шкала была апробирована на группе студентов (15 человек, женского пола, возраст 18 лет) с целью проверки понимания переведенных утверждений шкалы. После обсуждения и внесения поправок в формулировки пунктов шкалы были подготовлены бланки для проведения эмпирического исследования. На втором этапе проводилось основное исследование — испытуемые отвечали на вопросы шкалы (участвовали 300 человек в возрасте от 16 до 55 лет, 120 мужчин и 180 женщин); на третьем этапе проверялась тест-ретестовая надежность опросника — в исследовании приняли участие 70 человек в возрасте от 18—40 лет (50 женщин и 20 мужчин), опрос проводился очно два раза (с перерывом в 2 и 3 недели). Всего в эмпирическом исследовании приняли участие 385 человек (245 женского пола и 140 мужского). Все испытуемые — студенты очной и заочной форм обучения разных специальностей Тихоокеанского государственного университета г. Хабаровска. Тестирование проводилось очно в группах студентов с раздачей бланков шкалы Р. Шварцера. От каждого было получено информированное согласие на обработку индивидуальных данных (пол, возраст, сведения об образовании).

Для обработки результатов исследования была использована программа SPSS Statistics 24.0. и MS Exel; для проверки надежности использовались коэффициенты Альфа Кронбаха; для установления валидности — коэффициенты Пирсона и коэффициент ранговой корреляции Спирмена; для установления факторной структуры — эксплораторный факторный анализ.

Результаты общей выборки 385 человек были проверены на нормальность распределения значений с целью определения погрешности статистических данных и диапазона их изменчивости. (Средний балл составил 25,6; медиана равна 26,0; минимум составил 8,00, максимум — 32,00; дисперсия равна 16,9; стандартное отклонение равно 4,1 (сравнительные данные представлнеы в табл. 6). Проверка нормальности распределения показала, что распределение близко к нормальному (значения асимметрии (-0,79), эксцесса (0,94) находятся в диапазоне от -1 до +1; в большинстве исследований нормальным считают распределение при значениях эксцесса и асимметрии до 2 баллов) [12].

Результаты

1. Факторная структура

Эксплораторный факторный анализ (метод главных компонент, вращение Веримакс) позволил установить однофакторную структуру шкалы. Предварительно мы выполнили проверку на нормальность данных выборки (критерий сферичности Бартлетта и меру адекватности выборки Кайзера—Мейера—Олкина (КМО), которая является условием для проведения факторного анализа. Критерий значения Бартлетта при p <0,05 говорит о приемлемости данных для факторного анализа, а полученный критерий КМО> 0,6 свидетельствует об удовлетворительной адекватности данных (табл. 1).

Таблица 1

КМО и критерий Бартлетта

Критерий		Значение
Мера адекватности выборки Кайзера—Мейера—Олкина (КМО)		0,657
Критерий Бартлетта	Empirical chi-Square Test	118,499
	Df	21
	Sig.	0,000

На графике собственных значений (рис. 1) виден перелом на втором факторе, следовательно, шкала имеет один фактор. Факторные нагрузки показаны в табл. 2.

В единственный фактор (29,1 % дисперсии) вошли вопросы 6 и 8, отражающие свободу выбора и возможности, этот фактор был обозначен как «Возможность самостоятельного выбора». Полученные данные согласуются с основными положениями концепции Р. Шварцера, где упоминается о роли самостоятельного выбора и ответственности в формировании проактивных аттитюдов [21]. Факторные нагрузки варьировались в диапазоне от 0,14 до 0,85 (для удобства в табл. 2 жирным курсивом отмечены нагрузки >0,700000).

Таблица 2

Факторные нагрузки пунктов шкалы (метод главных компонент, вращение Веримакс, отмечены нагрузки >0,700000)

Вопросы шкалы	Содержание вопроса	Фактор 1
Вопрос 1	Я тщательно обдумываю долгосрочные цели	0,148270
Вопрос 2	Я чувствую личную ответственность за происходящее вокруг меня	0,058717
Вопрос 3	Ответственность за мою жизнь лежит только на мне	0,338500
Вопрос 4	Я действую согласно своим ценностным установкам	0,556461
Вопрос 5	Мною движет чувство личностного предназначения	0,646256
Вопрос 6	Я способен самостоятельно выбирать способ действия	0,724592
Вопрос 7	Я прикладываю усилия к выполнению того, что способен контролировать	0,656481
Вопрос 8	Впереди у меня масса возможностей	0,715114
Доля общей дисперсии		0,291837

2. Внутренняя согласованность

Оценка внутренней согласованности и дискриминативности была произведена на выборке 300 человек (160 женщин и 140 мужчин), медианный возраст — 29,7. Для определения внутренней согласованности шкалы были использованы коэффициенты Альфа Кронбаха. Для всего теста шкала показала приемлемую общую внутреннюю согласованность: α=0,768 (стандартизированная α=0,773). Значения этих коэффициентов выше 0,6000 означают, что шкала прошла проверку на надежность.

3. Оценка дискриминативности

Следующим этапом анализа данных стало проведение item-total correlation — корреляции одного пункта с суммой остальных (корреляция Пирсона). Первый вопрос имеет значение 0,351, что указывает на слабость его корреляции со всей шкалой. Такие пункты шалы рекомендуется удалять при последующем анализе. Остальные коэффициенты невысоки, но в целом можно считать, что значения показателей пунктов шкалы находятся на достоверном уровне.

4. Конвергентная валидность шкалы

Проверка конвергентной валидности осуществлялась с помощью расчета коэффициента ранговой корреляции Спирмена. В связи с отсутствием специального психодиагностического инструментария для оценки проактивных аттитюдов для изучения валидности мы использовали методику Шварцера в адаптации Е.П. Белинской и др. «Проактивный копинг» [20]. Расчет показателей проактивного совладающего поведения и проактивных аттитюдов по данным 300 испытуемых (табл. 4) указывает на значение коэффициента ранговой корреляции Спирмена на уровне p≤0,01.

Показатели уровня выраженности проактивных аттитюдов находятся в положительной взаимосвязи со всеми показателями проактивного совладающего поведения, кроме поиска эмоциональной и инструментальной поддержки (табл. 4); наиболее выраженной является положительная связь аттитюдов со стратегией «Превентивный копинг». Также были использованы методика «Проактивное поведение» А.И. Ерзина, направленная на измерение таких факторов проактивности и проактивного поведения, как саморефлексия, прогнозирование, антиципация и др., и шкала самоэффективности Шварцера в адаптации М. Ерусалема, В.Г. Ромека [14].

Таблица 4

Коэффициенты ранговой корреляции по Спирмену шкалы проактивных аттитюдов
и шкал методики «Проактивное совладающее поведение», «Проактивное поведение»,
шкалы самоэффективности (n=300, p≤0,01)

Методика	Шкалы	Значение коэффициента корреляции
«Проактивный копинг» (адаптация Е.П. Белинской и др.)	Проактивный копинг	0,467
	Рефлексивный копинг	0,443
	Стратегическое планирование	0,373
	Превентивный копинг	0,569
«Проактивное поведение» (А.И. Ерзин)	Осознанность действий	0,427
	Внутренний локус контроля	0,346
	Автономность в принятии решения	0,401
	Метамотивация	0,332
	Конструктивная проактивность	0,344
Шкала самоэффективности Р. Шварцера (адаптация М. Ерусалема, В.Г. Ромека)	Самоэффективность	0,527

Как указывает Шварцер, самоэффективность тесно связана с проактивными аттитюдами и может выступать фактором их развития [21]. На основании расчета коэффициента ранговой корреляции по Спирмену (при p≤0,01) установлено, что некоторые показатели шкалы методики «Проактивное поведение» находятся в положительной взаимосвязи с показателями шкалы проактивных аттитюдов (табл. 4), однако кроме значений коэффициентов по шкалам «Осознанность действий» и «Автономность в принятии решения». С такими шкалами, как «Прогнозирование последствий поведения», «Спонтанность», «Внутренняя детерминация поведения», «Деструктивная проактивность», корреляции обнаружено не было. Значительная положительная взаимосвязь показателей уровня выраженности проактивных аттитюдов была установлена со шкалой самоэффективности. Полученные корреляции со значимыми шкалами методики «Проактивное поведение», методики «Проактивное совладающее поведение» и шкалы самоэффективности позволяют подтвердить конвергентную валидность шкалы проактивных аттитюдов.

5. Тест-ретестовая надежность

Для оценки тест-ретестовой надежности были проведены два дополнительных замера через 2 и 3 недели на выборке из 70 добровольцев, для расчета использован коэффициент корреляции Пирсона (табл. 5). Результаты первого дополнительного замера (через 2 недели) указывают на среднюю ретестовую надежность шкалы (r=0,68). Результаты второго замера указывают на r=0,78. Таким образом, истинное значение коэффициентов находится в диапазоне между 0,68 и 0,78, что говорит об удовлетворительной надежности шкалы.

Таблица 5

Коэффициенты корреляции Пирсона двух замеров шкалы с интервалом 3 недели

	N	Значение	Значимость (двухсторонняя)	95% доверительные интервалы (двусторонние)
				Нижняя	Верхняя
1-е исследование	70	r=0,68	<,001	0,571	0,692
2-е исследование	70	r=0,78	<,001	0,645	0,810

6. Гендерные различия средних значений по шкале

Средние значения по шкале составляют 25,6 балла, варианты разброса ответов — от 8 до 32 баллов в среднем (табл. 6). Также нами определены гендерные различия по шкале, хотя разница в общем показателе по шкале не превышает двух баллов — показатели уровня выраженности проактивных установок у испытуемых женского пола обнаруживают более низкие значения по сравнению с аналогичными показателями испытуемых мужского пола. Величина статистического эффекта (разница между математическими ожиданиями двух групп) Коэна d=0,256 при r=0,127. Такое значение d Коэна считается низким, но тем не менее указывает на различие результатов мужской и женской выборок.

Таблица 6

Средние значения по шкале в возрасте от 16 до 55 лет и гендерные различия

	N	M	Ме	Min	Max	Variance	σ	Skewness	Kurtosis
Мужчины	120	26,2	26,0	8,00	32,00	17,14	4,1	-0,48	0,72
Женщины	180	25,2	26,0	8,00	32,00	13,7	3,7	-0,54	0,69
Общая выборка	300	25,6	26,0	8,00	32,00	16,9	4,1	-0,79	-0,94

Примечание: N — количество человек. Min — минимум, Max — максимум, σ — стандартное отклонение, M — среднее (средний балл) по методике, Me — медиана, Skewness — асимметрия, Kurtosis — эксцесс, Variance — дисперсия.

Обсуждение результатов

В статье представлены результаты перевода, первичной адаптации, стандартизации, валидизации, проверки тест-ретестовой надежности русскоязычной версии шкалы проактивных аттитюдов Р. Шварцера, которые позволили показать психометрическую обоснованность шкалы. Несомненными достоинствами данной шкалы является малая длительность процесса диагностики (несколько минут) и простота обработки результатов, возможность использования в возрастном диапазоне с 16 до 55 лет.

С помощью эксплораторного факторного анализа установлена однофакторная структура шкалы (фактор «Возможность самостоятельного выбора»). То есть в содержании проактивных аттитюдов отражаются субъектные качества личности. Оценка дискриминативности показала приемлемые измерительные свойства шкалы, которые анализировались двумя статистическими методами — обычная корреляция и item-total correlation. Проверка конвергентной валидности указывает на наличие взаимосвязи между уровнем выраженности проактивных аттитюдов и такими характеристиками мотивационной сферы субъекта, как самоэффективность и стратегии проактивного копинга. Последняя взаимосвязь объясняется тем, что субъекты, использующие такого рода стратегии как основные, не являются в полном смысле проактивными (по Р. Шварцеру). Как показали результаты других исследований, к данной группе относятся субъекты, которые нуждаются во внешней эмоциональной или информационной опоре, часто прибегающие именно к реактивным стратегиям, а не к проактивным [8; 13]. Тем не менее, в некоторых исследованиях подчеркивается связь эмоционального интеллекта и антиципации (например, выраженная тревога способствует прогнозированию) [8]. Однако авторы настоящего исследования придерживаются мнения о взаимосвязи устремлений проактивного человека не с преодолением отрицательных эмоций, как при реактивном совладающем поведении, а, скорее, наоборот, с приращением чувства удовлетворения, присвоением и подтверждением чувства уверенности в себе.

Отсутствие взаимосвязи проактивных установок со стратегиями проактивного совладающего поведения может объясняться более существенной взаимосвязью проактивных установок со смысловыми детерминантами поведения субъекта, нежели с конкретными поведенческими паттернами. Однако данный вывод нуждается в дополнительной проверке. Взаимосвязь уровня выраженности проактивных аттитюдов с такими параметрами проактивного поведения, как «Осознанность действий» и «Автономность в принятии решения», «Внутренний локус контроля», обусловлена наличием в шкале фактора самостоятельного выбора или независимости (по концепции Р. Шварцера), что было подтверждено при адаптации первого 15-пунктового варианта шкалы (Sachs, 2003). Самоэффективность при этом играет одну из главных ролей в построении планов на будущее (Dumitrescu and elt., 2011), поэтому ее связь с проактивными аттитюдами очевидна. Проактивные аттитюды в норме отражают общую мотивационную направленность субъекта — самоэффективность и уверенность в себе. Полученные в исследовании результаты согласуются с данными зарубежных исследований, проведенных на разных выборках (Greenglass and elt. б 1999; Sachs, 2003; Dumitrescu and elt., 2011).

Проверка тест-ретестовой надежности указывает на удовлетворительные значения показателей надежности, находящихся в диапазоне от 0,68 до 0,78. Мы предполагаем, что такой диапазон значений является результатом изменчивости аттитюдов в разных жизненных обстоятельствах. И наконец, расчет величины статистического эффекта по Коэуну указывает на небольшие достоверные различия в проактивных аттитюдах между мужчинами и женщинами.

Данная шкала является единственным валидным инструментом для измерения проактивных аттитюдов как позитивных установок на будущее и поэтому представляет методически ценное средство в области современной психодиагностики проактивного совладающего поведения. В дальнейшем представляется важным проведение исследований по стандартизации шкалы в других возрастных, профессиональных, социальных группах; проведение дополнительных исследований по внешней и конструктной валидности; адаптация шкалы для возраста младше 16 лет; проверка репрезентативности шкалы, проверка применимости шкалы при проведении психодиагностики также в клинических условиях, проведение сравнительного анализа проактивных установок и поведения в норме и при патологии.

Приложение

Шкала Р. Шварцера «Проактивные аттитюды»

Инструкция: прочитайте каждое утверждение, подумайте, насколько оно описывает Вас. Справа отметьте в колонке любым значком в графе степень согласия с утверждением (от «абсолютно неверно» до «совершенно верно»).

Ключ к обработке данных

№	Вопросы	Абсолютно неверно	Едва ли это верно	Скорее всего, верно	Совершенно верно
1	Я тщательно обдумываю долгосрочные цели
2	Я чувствую личную ответственность за происходящее вокруг меня
3	Ответственность за мою жизнь лежит только на мне.
4	Я действую согласно своим ценностным установкам
5	Мною движет чувство личностного предназначения
6	Я способен самостоятельно выбирать способ действия
7	Я прикладываю усилия к выполнению того, что способен контролировать
8	Впереди у меня масса возможностей

Обработка результатов: «абсолютно неверно» — 1 балл; «едва ли это верно» — 2 балла; «скорее всего, верно» — 3 балла; «совершенно верно» — 4 балла. Заключительным показателем является сумма баллов по всем пунктам методики.

 

Рис. 1. График собственных значений

1. Анастази А., Урбина С. Психологическое тестирование. 7-е изд. СПб: Питер, 2005. 688 с.
2. Балашова Е.Ю. Восприятие времени и некоторые методические возможности его изучения в клинико-психологических исследованиях [Электронный ресурс] // Клиническая и специальная психология. 2017. Том 6. № 2. С. 97—108. DOI: 10.17759/psyclin.2017060208
3. Бехтер А.А. Исследование проактивного совладающего поведения и проактивных аттитюдов младших школьников: постановка проблемы // Психология стресса и совладающего поведения: вызовы, ресурсы, благополучие: сб. по материалам V Международной научной конференции / Отв. ред. М.В. Сапоровская, Т.Л. Крюкова, С.А. Хазова. Кострома: Изд-во Костром. гос. ун-та. 2019. Том 1. С. 314—318.
4. Бехтер А.А. Психологический анализ реактивно-проактивного совладания у наркозависимых мужчин [Электронный ресурс] // Клиническая и специальная психология. 2020. Том 9. № 4. С. 21— 35. DOI: 10.17759/cpse.2020090402
5. Бехтер А.А., Головачева М.В. Взаимосвязи стилей проактивного совладеющего поведения студентов и общего уровня стресса // Личность в образовательном пространстве: вариативность подходов к содержанию и технологиям психолого-педагогического сопровождения / Под ред. Е.Н. Ткач. Хабаровск: ТОГУ, 2020. С. 34—39.
6. Белинская Е.П., Вечерин А.В., Агадуллина Е.Р. Опросник проактивного копинга: адаптация на неклинической выборке и прогностические возможности [Электронный ресурс] // Клиническая и специальная психология. 2018. Том 7. № 3. С. 192—211. DOI: 1017759/psyclin.2018070312 (дата обращения: 25.05.2020).
7. Ерзин А.И., Антохин Е.Ю. Апробация методики диагностики проактивности в клинических выборках [Электронный ресурс] // Психология и психотехника. 2015. № 5(80). С. 493—499. DOI: 10.7256/2070-8955.2015.5.13777 (дата обращения: 11.04.2020).
8. Ерзин А.И. Методика «Проактивное поведение»: описание шкал и первичная оценка психометрических показателей // Актуальные проблемы психологического знания. 2014. № 4. С. 59— 69.
9. Крюкова Т.Л., Куфтяк Е.В., Замышляева М.С. Адаптация методик, изучение совладающего поведения Way Of Coping Questionnaire (опросник способов совладания Р. Лазаруса и С. Фолкмана) // Психологическая диагностика. 2005. № 3. С. 57—76.
10. Куфтяк Е.В., Бехтер А.А. Стресс и проактивное совладающее поведение в период пандемии COVID-19: данные онлайн опроса [Электронный ресурс] // Медицинская психология в России. 2020. Tом 12. № 6(65). URL: http://mprj.ru (дата обращения: 20.01.2020).
11. Леонтьев Д.А. Психология смысла: природа, строение и динамика смысловой реальности. 3-е изд., доп. М.: Смысл, 2007. 511 с.
12. Наследов А.Д. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. СПб.: Питер, 2013. 416 с.
13. Старченкова Е.С. Концепция проактивного совладающего поведения // Вестник Санкт- Петербургского университета. 2009. Сер. 12. Вып. 2. Ч. 1. С. 198—205.
14. Ромек В.Г., Шварцер Р., Ерусалем М. Русская версия шкалы общей самоэффективности Р. Шварцера и М. Ерусалема // Иностранная психология. 1996. № 7. С. 71—77.
15. Цильмак А.Н. Типология жизнедеятельных установок личности [Электронный ресурс] // Психологическая наука и образование. 2012. № 1. URL: http://psyedu.ru/journal/2012/1/2644.phtml (дата обращения: 20.02.2021).
16. Dumitrescu A.L., Dogaru B.C., Dogaru C.D., Manolescu B. The Relationship Between Self-Reported Oral Health, Self-Regulation, proactive Coping, Procrastination and Proactive Attitude // Community Dental Health. Vol. 28. P.170—173. DOI: 10.1922/CDH_2554Dumitrescu04
17. Nabeel T., Zafar H. Parental Attachment and Proactive Attitude among Adolescents // Multidisciplinary Research Journal (JPAIR). Vol. 7. № 1. P. 281—301.
18. Greenglass E., Schwarzer R., Jakubiec D., Fiksenbaum L., Taubert S. The Proactive Coping Inventory (PCI): A Multidimensional Research Instrument [Электронный ресурс] // Stress and Anxiety Research Society (STAR): Proceeding of the 20th International Conference. Cracow, Poland, 1999. URL: http:// www.alabanza.com/lothian/york/
19. Sachs J. Psychometric Properties of The Proactive Attitude Scale in Students at the University of Hong Kong // Psychological Repor, 2003. 93. P. 805—815. DOI: 10.2466/pr0.2003.93.3.805
20. Schwarzer R., Jerusalem M. Skalen zur erfassung von lehrer- und schülermerkmalen: dokumentation der psychometrischen Verfahrenim Rahmen der Wissenschaftlichen Begleitung des Modellversuchs Selbstwirksame Schulen. Berlin, 1999, 101 p.
21. Schwarzer R. Stress, resources, and proactive coping // Applied Psychology: An International Review. Vol. 50. № 3. P. 400—407.

PlumX

Метрики публикации