Шкала нарушенных потребностей. Остракизм (подростки, молодежь), ШНПО-ПМ

28

Аннотация

В работе приводятся данные стандартизации методики «Шкала нарушенных потребностей. Остракизм (подростки, молодежь), ШНПО-ПМ», представляющей собой модификацию методики «Need Threat Scale» (И. ван Бист, К.Д. Вильямс, 2006). В русскоязычной версии методика ШНПО-ПМ представлена четырьмя субшкалами: потребности в принадлежности, самоуважении, контроле и осмысленном существовании. В исследовании приняли участие 2351 человек (75,8% женского пола) в возрасте от 14 до 25 лет (средний возраст — 18,4 ± 2,59 лет). Методика ШНПО-ПМ показала хорошую внутреннюю согласованность: альфа Кронбаха = 0,83; 0,80, 0,84 и 0,84 для субшкал «Принадлежность», «Самоуважение», «Контроль» и «Осмысленное существование» соответственно; конфирматорный факторный анализ подтвердил соответствие модели с четырьмя факторами первого уровня и двумя факторами второго уровня данным (SRMR=0,046; CFI=0,99 RMSEA=0,043). Внешняя валидность подтверждена умеренными отрицательными корреляционными связями с субшкалой «Принадлежность» опросника «Диагностика мотивов аффилиации» А. Мехрабиана, со «Шкалой самооценки» М. Розенберга и результатами теста «Смысложизненные ориентации» Д.А. Леонтьева. В приложении приведен текст ШНПО-ПМ с инструкцией, ключом, нормами и интерпретацией.

Общая информация

Ключевые слова: социальный остракизм, отвержение, игнорирование, исключение, валидизация , стандартизация

Рубрика издания: Методологические проблемы юридической психологии

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/psylaw.2024140104

Финансирование. Исследование выполнено в рамках работ по методическому обеспечению образовательной деятельности ФГБОУ ВО «Московский государственный психолого-педагогический университет» в целях сопровождения работы Федерального координационного центра по обеспечению психологической службы в системе образования на 2023 год.

Благодарности. Авторы благодарят за помощь в сборе данных для исследования Федерацию психологов образования РФ.

Получена: 25.01.2024

Принята в печать:

Для цитаты: Бойкина Е.Э., Чиркина Р.В., Чумаченко Д.В., Романова Н.М., Киселев К.А. Шкала нарушенных потребностей. Остракизм (подростки, молодежь), ШНПО-ПМ [Электронный ресурс] // Психология и право. 2024. Том 14. № 1. С. 53–71. DOI: 10.17759/psylaw.2024140104

Полный текст

Введение

Игнорирование, исключение и отвержение, изучаемые сегодня в психологии как феномен социального остракизма, как известно, сопровождали человека на всем пути его исторического развития: древние люди старались избавиться (изгнать) из своего клана/семьи неугодных им по разным причинам членов сообщества; в Античности остракизм получил не только свое название, но и законодательную индульгенцию на применение благодаря «закону черепков»; а сегодня такой подвид социального остракизма, как культура отмены, подразумевающая отвержение, изгнание, исключение отдельных лиц, брендов и даже целых исторических эпох и культурных пластов, применяется с завидным постоянством и упорством [1].
Несмотря на то, что социальный остракизм сопровождал человека с самого начала его становления как социального вида, наука (и здесь мы прежде всего говорим о психологии) пришла к научному познанию данного феномена совсем недавно. По оценкам самих исследователей остракизма (Вильямс К.Д., Баумайстер Р., Лири М., Задро Л. и др.) во второй половине прошлого века в зарубежных исследованиях предпринимались лишь отдельные попытки изучения различных аспектов игнорирования, исключения и отвержения, при этом широкого анализа в них не проводилось (Craighead W.E., 1979; Dittes J.E., 1959; Fenigstein А., 1979 и др.). Только к середине 1990-х годов, по оценке К.Д. Вильямса, остракизм подошел к той стадии развития, когда накопленный массив теоретико-эмпирического знания в данной области имел все качественные и количественные предпосылки для перехода на новый уровень развития: на уровень формирования теоретической базы исследования. Об этом периоде метко пишет сам К.Д. Вильямс: «Теперь социальная психология больше не игнорирует игнорирование и не исключает исключение» [28, с. 432].
Ошибочно полагать, что в тот же период времени данные психологические явления не исследовались отечественными авторами. Те или иные близкие к основному понятийному ядру феномена социального остракизма понятия активно изучались и изучаются советскими и российскими учеными в области ряда наук и их направлений (Алмазов Б.Н., Титкова В.В., Мохов Д.Б., Петошина С.И., Крутько, Е.А., Суриков И.Е., Ильин Е.П., Войскунский А.Е., Неумоева Е.В. и др.). Однако стоит признать, что активизация теоретико-эмпирических исследований в области социального остракизма в целом и его подконструктов в частности приходится на последние 10 лет [3; 4; 7; 9; 10; 11; 15]. На данном этапе, перефразируя слова К.Д. Вильямса, можно сказать, что социальный остракизм больше не подвергается остракизму, а вошел в фазу активного прироста, как теоретического, так и эмпирического знания. Важным фактором данного поступательного развития становится процесс формирования отечественной методологической базы исследования различных аспектов социального остракизма и его родственных феноменов (буллинг, одиночество, стигматизация и др.) [4; 9; 10; 11]. Настоящее исследование вносит свой вклад в данный процесс, представляя отечественным теоретикам и практикам возможность измерения уровня ряда нарушаемых в процессе игнорирования, исключения или отвержения фундаментальных потребностей.

Постановка проблемы

Результаты исследования Дж.Б. Нецлека и его коллег (2015) свидетельствуют о том, что, социальный остракизм встречается около 25000 раз за жизнь, т. е. почти ежедневно [24]. Порой люди не всегда могут его идентифицировать, а в действительности социальный остракизм может быть опосредован предписываемыми нормами (мы ведь часто игнорируем официанта или вахтера при входе), очень часто люди подвергают остракизму другого человека в целях защиты (например, чтобы самим не стать мишенью остракизма), а иногда без злого умысла не замечают приветствий своих знакомых, что не мешает последним субъективно ощущать себя отверженными.
Ученые утверждают, что даже такое незначительное игнорирование, как фаббинг (если собеседник в общении лицом к лицу начинает отвлекаться на свой телефон, планшет), оказывает такое же психологическое воздействие, что и другие формы остракизма: причиняет эмоциональную боль и угрожает психологическим потребностям индивида [20]. Даже просто стороннее наблюдение акта остракизма, так называемый викарный остракизм, причиняет наблюдателю не меньшую социальную боль, чем собственно его объекту [27].
Использование слова «боль» в данном случае не фигура речи, а реальность. Применив в своих исследованиях такой метод симуляции ситуации социального остракизма, как «Кибербол», и магнитно-резонансную томографию головного мозга, Н. Айзенбергер и ряд ее коллег получили достоверные данные, доказывающие, что даже ненамеренное краткосрочное игнорирование «…вызывает у индивида активацию дорсальной передней поясной коры, которая является в головном мозге индикатором физической боли» [цит. по: 1].
Структура модели остракизма на основе нарушенных потребностей и
 с учетом времени воздействия (К.Д. Вильямс, 2009)
В соответствии с предложенной в 1997 и доработанной в 2009 г. моделью остракизма (англ., A Temporal Need-Threat Model) К.Д. Вильямс утверждает, что остракизм угрожает (нарушает) четырем фундаментальным потребностям человеках:
  • потребности в принадлежности [16];
  • потребности поддерживать достаточно высокую самооценку / избегать обесценивания со стороны социума [19];
  • потребности чувствовать контроль над своим социальным окружением [25];
  • потребности чувствовать, что тебя признают существующим и стоящим внимания [17].
Потребность в принадлежности. При концептуализации данной потребности К.Д. Вильямс опирался на фундаментальную работу его современников Р. Баумайстера и М. Лири «Потребность в принадлежности: стремление к межличностным привязанностям как фундаментальная человеческая мотивация» [16], в которой авторы выдвинули и последовательно доказали свою «гипотезу о принадлежности»: человек постоянно стремится к формированию и поддержке хотя бы минимального количества длительных, позитивных и значимых межличностных отношений. В своей работе авторы утверждают и на основе экспериментальных исследований доказывают, что дефицит принадлежности вызывает у человека серьезные депривационные проблемы и ведет к болезненным последствиям.
Потребность в самоуважении (уровень самооценки). Выделяя данную потребность в рамках модели остракизма, К.Д. Вильямс опирался на положения и выводы теории социометра М. Лири [23]. Согласно данной теории, именно самооценка является психологическим «измерителем», или «датчиком», который отслеживает качество взаимоотношений между людьми.
Как утверждает М. Лири, в процессе эволюции у человека развилась система самооценки (англ., self-esteem system), которая функционирует в качестве оценочного механизма степени социального принятия. При этом его основной функцией является не сохранение уровня самооценки per se, а скорее избегание социального обесценивания и отвержения. Данное утверждение ученый обосновывает тем, что когда люди предпринимают какие-либо действия в защиту или для повышения самооценки, то обычно они так поступают, поскольку считают, что это повысит их ценность в глазах других и их шансы на социальное принятие. Теория основана на допущении, что люди постоянно и непреодолимо стремятся поддерживать значимые межличностные отношения. Это побуждение развилось потому, что в процессе эволюции люди, принадлежащие к социальной группе, имели больше шансов выжить и продолжить свой род, чем те, кто этого не сделал [там же].
Потребность в контроле. На страницах своих работ К.Д. Вильямс метафорично сравнивает феномен остракизма с зеркалом Гезелла, подчеркивая односторонний характер коммуникации. Именно отсутствие возможности для обратного диспута со стороны объекта остракизма полностью лишает его шанса контролировать свое социальное пространство.
Десятилетия исследований демонстрируют наличие прямых корреляций между субъективным чувством контроля и физическим и ментальным благополучием человека [6; 26]. В основном данные исследования проводятся под углом зрения теории выученной беспомощности [25]. Знаменитый эксперимент в доме престарелых Арден-Хаус (США, Коннектикут), проведенный Э.Дж. Лангер и Дж. Роден, также представил неоспоримые эмпирические доказательства влияния контроля не только на самочувствие, но и на продолжительность жизни человека [22].
Для понимания концепции стандартизируемой методики ШНПО-ПМ в части, касающейся субшкалы «потребность в контроле», важно осознавать гетерогенный характер понятия «контроль». Иными словами, «контроль» — это не только возможность человека влиять на свое окружение, контролировать ситуацию (т. е. прямое значение термина), но и ряд близких, пусть и не идентичных, конструктов [26].
В разработанной Д.Дж. Хоусом и коллегами опроснике «Needs-Threat Scale» гетерогенность конструкта «контроль» отражается посредствам апелляции к данной нарушенной потребности, как напрямую, так и опосредованно, через релевантные контролю понятия: «Я чувствовал, что все в моей власти», «Я чувствовал, что был в состоянии значительно изменить события», «Я чувствовал, что не мог влиять на действия других», «Я чувствовал, что все решали другие игроки» [21].
Потребность в осмысленном существовании. Нередко остракизм метафорично называют «социальной смертью», поскольку он ставит под вопрос само существование человека: «Я вообще жив? Я существую? Я стою внимания окружающих?» В своей книге Дж.М. Твенге, анализируя поколение айдженеров, приводит цитату из интервью со старшеклассницей Падмой, чьи слова наглядно демонстрируют нам нарушение потребности в осмысленном существовании: «Когда они долго не отвечают на твое сообщение, ты, типа, думаешь: «Почему? Я еще не умерла!» [12, c. 136]. Согласно ряду исследований, респонденты в ситуации остракизма часто говорят о том, что ощущают себя невидимыми, прозрачными, человеком-невидимкой [см.: 29].
В понимании К.Д. Вильямса, как видно из его модели остракизма, нарушаемая потребность в осмысленном существовании в случае кратковременного остракизма — это не потеря смысла жизни вообще, а угроза потери собственной значимости для социума в данный конкретный момент, краткосрочная «социальная смерть». И только при переходе на третью стадию, в форму долгосрочного (хронического) остракизма, можно говорить о более серьезных психологических последствиях для человека [28; 29].
К.Д. Вильямс считает, что четыре нарушаемые в остракизме потребности составляют парные кластеры: потребности в принадлежности и самоуважении (в разумно высоком уровне самооценки) составляют инклюзивный кластер потребностей (англ., inclusionary need cluster); потребности в контроле и осмысленном существовании — кластер потребностей во власти и провокации (англ., power and provocation need cluster) [29].

Обзор методологии исследования нарушенных в остракизме потребностей

Опубликованная еще в 1997 году первая версия модели остракизма К.Д. Вильямса была активно принята научным сообществом и уже к 2015 г. в зарубежных англоязычных исследованиях использовались минимум шесть вариантов методик, измеряющих уровень нарушенных в ситуации остракизма потребностей. Данные методики (Задро Л. и коллеги, 2006 г.; ван Бист И., Вильямс К.Д., 2006 г.; Гонсалькорале К., Вильямс К.Д., 2007; Хоус Д.Дж. и коллеги, 2007 и др.) строились в соответствии с внутренней конструкцией модели остракизма К.Д. Вильямса и включали четыре субшкалы (нарушенные потребности в контроле, самоуважении, принадлежности и осмысленном существовании). В их вариантах может меняться количество утверждений на каждую из потребностей (как правило, от двух до пяти), наличие или отсутствие утверждения, констатирующего субъективный уровень остракизма (так называемая «проверка статуса субъективного остракизма» — англ. «manipulation check») и ряд утверждений об испытанных участником игры чувствах, поскольку все методики предусматривали их предъявление сразу после игры «Кибербол» [3].
При этом, как отмечают Дж.П. Гербер и его коллеги, на протяжении двух десятилетий исследований данные шкалы применяются без проведения процесса их валидизации и стандартизации, только на основе пилотажных исследований и «базовых психометрических тестов». На сегодняшний день нам известно о валидизации только одного варианта шкалы, а именно шкалы нарушенных потребностей, разработанной Л. Задро, К.Д. Вильямсом и Р. Ричардсоном в 2004 г. [30].
Ввиду того, что аналогов подобной шкале, замеряющей степень угрозы для четырех базовых потребностей (в принятии, контроле, самоуважении и осмысленном существовании) применительно к ситуации социального остракизма, в отечественной науке нет, у исследователей, имеющих желание представить валидный инструмент для измерения нарушенных в ситуации социального остракизма потребностей, есть, как минимум, два пути: разработать такую шкалу самостоятельно или адаптировать уже имеющиеся англоязычные варианты. С учетом накопленного теоретико-эмпирического объема данных в этой области мы сочли целесообразным выбрать второй вариант: адаптировать уже имеющиеся варианты.
Изначально в качестве объекта для адаптации нами с учетом возраста первичной пилотажной выборки (от 7 до 17 лет включительно) за основу был взят разработанный для работы с детьми Д.Дж. Хоусом и коллегами опросник «Needs-Threat Scale» [21]. Однако, как и в случае с применением первичных условий игры «Кибербол» [3], данный опросник ввиду своей лаконичности вызывал у детей всех возрастных групп массу уточняющих вопросов, что не могло в итоге не сказаться на всем ходе пилотажного эксперимента [2].
Проанализировав полученную в первой пилотажной серии информацию, мы начали работу по адаптации другого варианта подобного опросника — «Need Threat Scale» (van Beest I., Williams K.D., 2006), предназначенного для взрослых [18]. В исходном варианте данная шкала состоит из 20 утверждений (по 5 на каждую из четырех потребностей), содержит реверсивные утверждения, ответы ранжируются по семибалльной шкале — от 1 балла (не согласен(-на)) до 7 баллов (согласен) и по сравнению с детским вариантом шкалы является более информативной. Как и в ряде других подобных исследований, И. ван Бист и К.Д. Вильямс после заполнения указанной шкалы предоставили участникам эксперимента возможность оценить свой статус настроения (англ., mood index): негативные эмоции (печаль, злость, обида) и позитивные эмоции (счастье, ликование, жизнерадостность). Все утверждения шкалы относились к ситуации после игры «Кибербол»
После серии экспериментов и применения различных вариантов указанной выше методики для процесса стандартизации был разработан вариант с выверенными формулировками, соответствующими каждодневной ситуации, а не ситуации после игры в «Кибербол»; оценка статуса субъективной остракизации и оценка настроения в нашем варианте исключены.

Программа исследования

Выборка. 2351 испытуемый из 15 регионов Российской Федерации (Белгородская, Брянская, Владимирская, Вологодская, Калининградская, Калужская, Псковская, Ростовская области, Красноярский край, города Великий Устюг, Москва, Петрозаводск, Саратов, Самара, Смоленск); юноши — 563 (23,9%), девушки — 1783 (75,8%); 5 человек пол не указали. Средний возраст по выборке составил 18,4 ± 2,59 лет.
Исследование предполагало разделение общего числа участников на 2 возрастные группы (подростки и молодежь). Подростки в возрасте от 14 до 18 лет — 1386 человек (59,0%, средний возраст 16,7 лет), из них 931 (67,1%) девушек и 450 (32,5%) юношей. Молодежь в возрасте от 19 до 25 лет — 936 человек (39,8%, средний возраст 21 год), из них 830 (88,7%) девушек и 106 (11,3%) юношей. Возраст не указали 29 (1%) испытуемых.
Методики. Модифицированная ШНПО-ПМ, включающая 4 субшкалы: «Потребность в принятии» (5 утверждений), «Потребность в самоуважении» (5 утверждений), «Потребность в контроле» (5 утверждений), «Потребность в осмысленном уважении» (5 утверждений).
Для проверки внешней валидности использовались следующие методики:
  • «Диагностика мотивов аффилиации» А. Мехрабиана, шкала СП (стремление к принятию окружающими людьми) [13];
  • «Шкала самооценки» М. Розенберга [5];
  • «Тест смысложизненных ориентаций» Д.А. Леонтьева [8].
Процедура. Исследование проводилось посредствам заполнения испытуемыми онлайн-формы, в которую входили следующие блоки: 1) преамбула (приветствие и объяснение фабулы); 2) демографический блок (код организации с номером участника; пол; возраст); 3) все вышеуказанные методики в полном варианте.
Результаты и их интерпретация
Описательные статистики для всех шкал, альфа Кронбаха, а также результаты проверки на нормальность представлены в табл. 1. Внутренняя согласованность всех шкал оказалась высокой — коэффициенты альфа Кронбаха — больше или равны 0,8. Тест Шапиро—Уилка, а также гистограммы (рис. 1) указывают на ненормальность распределений, поэтому мы будем использовать непараметрические критерии.
Таблица 1
Описательные статистики, показатели внутренней согласованности и проверка
нормальности для всех субшкал российской версии опросника ШНПО-ПМ

Шкала

Среднее ± стандартное отклонение

Me [LQ; MQ]

α-Кронбаха

Нормальность

W Шапиро—Уилка

Уровень
значимости

Принадлежность

2,13 ± 0,88

2,0 [1,4; 2,6]

0,83

0,921

P < 0,001

Самоуважение

2,38 ± 0,92

2,2 [1,6; 3,0]

0,80

0,954

P < 0,001

Контроль

2,07 ± 0,89

1,8 [1,4; 2,6]

0,84

0,918

P < 0,001

Осмысленное
существование

2,34 ± 0,95

2,2 [1,6; 3,0]

0,84

0,950

P < 0,001

Примечание: Me — медиана, LQ — нижний квартиль, MQ — верхний квартиль.
В табл. 2 представлены результаты корреляционного анализа (коэффициенты Спирмена, все корреляции значимы на уровне p < 0,001). Согласно градации по шкале Чеддока, все корреляционные связи субшкал модели остракизма К.Д. Вильямса имеют связь на среднем и высоком уровне. Особое внимание в данном отношении стоит обратить на связи при пороговом значении 0,7 и выше. Как известно, корреляция не вскрывает причины связи и дает лишь оценку силы или тесноты связи между переменными. Таким образом, мы можем наблюдать потенциальные механизмы взаимообусловленности между рядом потребностей. Например, можно предполагать, что фрустрация потребностей в принадлежности вызывает прямую фрустрацию всех других потребностей модели остракизма, при этом максимальное корреляционное значение (и, соответственно, самую сильную связь) мы констатируем в диаде потребностей в принадлежности и осмысленном существовании. Иными словами, чем сильнее у человека нарушены связи с социумом, чем сильнее он чувствует разрыв значимых межличностных связей, тем сильнее он теряет веру в свою значимость в обществе, ощущает «свою невидимость», бесполезность и никчемность.
Рис. 1. Гистограмма распределения баллов по шкале «Принадлежность»
Таблица 2
Интеркорреляции шкал опросника ШНПО-ПМ

 

Принадлежность

Самоуважение

Контроль

Осмысленное существование

Принадлежность

-

 

 

 

Самоуважение

0,721***

-

 

 

Контроль

0,668***

0,600***

-

 

Осмысленное
существование

0,778***

0,741***

0,675***

-

Для проверки гипотезы о структуре изучаемого конструкта (в части, касающейся наличия двух кластеров потребностей) методом конфирматорного факторного анализа были проверены несколько моделей (табл. 3): (1) с одним фактором, когда все вопросы вносят вклад в одну шкалу, (2) с двумя факторами (власти и инклюзивный) на основании теоретических предположений, (3) с четырьмя факторами по субшкалам, а также (4) с одним и (5) двумя факторами второго уровня (см. рис. 2 для последнего). На основании теоретического обзора, интеркорреляций и показателей структурных моделей нами была выбрана последняя модель с двумя факторами второго уровня. В настоящем исследовании результаты конфирматорного факторного анализа подтверждают выдвинутую К.Д. Вильямсом гипотезу о наличии двух кластеров потребностей в модели остракизма: инклюзивного кластера потребностей (принадлежность и самоуважение) и кластера потребностей во власти и провокации (контроль и осмысленное существование) [28].
Таблица 3
Показатели структурных моделей методик

Модель

χ2 (df)

CFI

RMSEA[95% CI]

SRMR

С одним фактором

1252 (170)

0,984

0,052 [0.049; 0.055]

0,052

Бифакторная

1178 (169)

0,983

0,050 [0.048; 0.053]

0,054

4 фактора

856 (164)

0,99

0,042 [0,040; 0,045]

0,045

С одним фактором 2-го уровня

876 (166)

0,989

0,043 [0,040; 0,045]

0,043

С двумя факторами 2-го уровня

872 (165)

0,99

0,043 [0.040; 0.046]

0,046

Условные обозначения: df — число степеней свободы χ2; CFI — сравнительный индекс согласия Бентлера; RMSEA — корень среднеквадратической ошибки аппроксимации с 95% доверительным интервалом; SRMR — стандартизированный корень среднеквадратического остатка.
Рис. 2. Результаты конфирматорного факторного анализа:
структура опросника с двумя факторами второго уровня
(номера вопросов соответствуют номерам пунктов в Приложении)
Для оценки внешней валидности были посчитаны коэффициенты корреляции Спирмена между субшкалами ШНПО-ПМ и соответствующими методиками (табл. 4).
Таблица 4
Внешняя валидность шкал ШНПО-ПМ

Шкала ШНПО-ПМ

СП

Шкала
Розенберга

Локус контроля — Я

Локус контроля — жизнь

Цели в жизни

Процесс жизни

Результат жизни

Принадлежность

–0,401

 

 

 

 

 

 

Самоуважение

 

–0,673

 

 

 

 

 

Контроль

 

 

–0,594

–0,540

 

 

 

Осмысленное
существование

 

 

 

 

–0,580

–0,607

–0,612

Примечание: все корреляции значимы на уровне p < 0,001.
Как и ожидалось, субшкала «Принадлежность» показала умеренную отрицательную корреляцию с субшкалой «Стремление к принятию окружающими людьми — СП» методики «Диагностика мотивов аффилиации» А. Мехрабиана (r = –0,401), субшкала «Самоуважение» — среднюю отрицательную связь со «Шкалой М. Розенберга» (r = –0,673). Субшкала «Контроль» показала средние отрицательные корреляции с субшкалами «Локус контроля —Я» (r = –0,594) и «Локус контроля — Жизнь» (r = –0,540), а субшкала «Осмысленное существование» — средние отрицательные корреляции с субшкалами «Цели в жизни» (r = –0,580), «Процесс жизни» (r = –0,607) и Результат жизни (r = –0,612) теста «Смысложизненные ориентации» Д.А. Леонтьева.
Для оценки различий половозрастной структуры опросника было проведено непараметрическое сравнение средних (тест Манна—Уитни) по факторам пола и возраста. Статистически значимые различия по полу были обнаружены по субшкалам «Самоуважение» (p < 0,001), «Контроль» (p = 0.001) и «Осмысленное существование» (p = 0,009). Более высокие баллы по этим шкалы получили девушки. Статистически значимые различия по возрасту были обнаружены по всем субшкалам (p < 0,001). Более высокие баллы по всем субшкалам получила группа молодежи. Однако при двухфакторном дисперсионном анализе размер эффекта по фактору «пол» не превышал 0,01, а постхок-анализ не показал значимых различий по полу в группе подростков по всем шкалам. На наш взгляд, это связано с половозрастной структурой выборки, а именно относительно малым количеством мужчин в группе молодежи.
Исходя из представленных результатов, мы можем выделить нормы для молодежи и подростков вне зависимости от пола. Для выделения норм для каждой шкалы использовали значения верхнего и нижнего квартиля. В приложении представлены нормы для каждой субшкалы опросника.

Выводы

Результаты исследования позволяют сделать достоверные выводы о надежности опросника ШНПО-ПМ как диагностического инструментария всех четырех субшкал: потребности в принятии, самоуважении, контроле и осмысленном существовании. Исследование выявило статистически значимые различия по критериям «возрастная группа». В этой связи представлены нормы для двух возрастных групп: подростки (14–18 лет) и молодежь (19–25 лет) для представителей женского и мужского пола. Интерпретацию результатов обработки методики ШНПО-ПМ следует проводить, опираясь на полученные в ходе исследования нормы (Приложение).
Опросник «Шкала нарушенных потребностей. Остракизм (подростки, молодежь)» может быть использован в деятельности специалистов в педагогике, психологии и социологии в качестве верифицированного диагностического инструментария при определении рисков субъективной остракизации подростков и представителей молодежи. Для получения более ясной картины о степени влияния остракизма на испытуемого методику ШНПО-ПМ следует совмещать с предъявлением и анализом методики «Шкала субъективного остракизма (подростки, молодежь), ШСО-ПМ» [4].
В качестве перспективного направления работы в области методологии исследования потребностей, нарушаемых в остракизме, следует назвать вопрос дальнейшей стандартизации методики ШНПО-ПМ, в части, касающейся ее применения в возрастной категории от 25 лет и старше.

Приложение

Шкала нарушенных потребностей. Остракизм (подростки, молодежь), ШНПО-ПМ (модификация «Need Threat Scale» (NFS), van Beest I., Williams K.D., 2006;
модификация и стандартизация Бойкина Е.Э. и др., 2024)
Инструкция
Сосредоточься, пожалуйста, на том, как обычно проходит твое общение с людьми. Отметь ту оценку утверждения, которую считаешь для себя наиболее подходящей: от «не согласен/-на» до «полностью согласен/-на».
Опрос — конфиденциальный. Спасибо!

Утверждение

Оценка

1

Я чувствую себя единым целым с другими людьми

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

2

Полагаю, что не вношу значимый вклад во что-либо

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

3

У меня есть уверенность, что я влияю на ход событий в моей жизни

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

4

Среди своего окружения я ощущаю себя лишним

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

5

Люди прислушиваются к моему мнению

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

6

В любой ситуации я чувствую
поддержку хоть одного человека

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

7

Я ощущаю себя изгоем

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

8

Я совершенно точно управляю всем в своей жизни

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

9

Мне кажется, большинство из моего окружения невысокого обо мне мнения

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

10

Порой, кажется, что всё зависит от чьей-то чужой воли

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

11

Общаясь с людьми, я чувствую себя неуверенно

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

12

Такое ощущение, что общение с людьми — не моя сильная сторона

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

13

Думаю, что общество, в котором я живу, принимает меня

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

14

Я контролирую свою жизнь

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

15

Я переживаю, что люди плохо
думают обо мне

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

16

Мне кажется, что моё участие в жизни окружающих очень важно

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

17

Порой я ощущаю себя невидимкой

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

18

Временами мне кажется, что от
меня людям нет никакого толка

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

19

Думаю, мое участие в чем-либо
всегда полезно

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

20

Такое ощущение, что у меня впереди еще много разных возможностей

Не согласен(-на)

Редко

Иногда

Часто

Полностью согласен(-на)

Ключ
Потребность в принятии: 1, 4*, 6, 7*, 13.
Потребность в самоуважении: 5, 9*, 11*, 12*, 15*.
Потребность в контроле: 3, 8, 10*, 14, 20.
Потребность в осмысленном существовании: 2*, 16, 17*, 18*, 19.
Прямые утверждения: 1, 3, 5, 6, 8, 13,14, 16, 19, 20.
Не согласен(-на) — 5 баллов, редко — 4 балла, иногда — 3 балла, часто — 2 балла, полностью согласен(-на)— 1 балл).
Обратные утверждения (отмечены звездочкой «*»): 2*, 4*, 7*, 9*, 10*, 11*, 12*, 15*, 17*, 18*.
Оцениваются в обратном порядке: не согласен(-на) — 1 балл, редко — 2 балла, иногда — 3 балла, часто — 4 балла, полностью согласен(-на)— 5 баллов).
По каждой субшкале вычисляются средние значения по всем 5 утверждениям, входящим в субшкалу, а далее эти значения сопоставляются с нормами опросника.
Интерпретация
Чем выше средний показатель оценки результатов по отдельно взятой субшкале (см. нормы), тем более фрустрирована данная потребность. Иными словами, чем выше данный показатель, тем сильнее у подростка/представителя молодежи нарушена та или иная потребность.
Нормы для опросника ШНПО-ПМ (Подростки)

Субшкала

Уровни выраженности подконструктов социального остракизма

Низкий

Средний (норма)

Высокий

Принадлежность

От 1 до 1,4

От 1,5 до 2,4

От 2,5 до 5

Самоуважение

От 1 до 1,6

От 1,7 до 2,8

От 2,9 до 5

Контроль

От 1 до 1,2

От 1,3 до 2,4

От 2,5 до 5

Осмысленное
существование

От 1 до 1,4

От 1,5 до 2,6

От 2,7 до 5

Нормы для опросника ШНПО-ПМ (Молодежь)

Субшкала

Уровни выраженности подконструктов социального остракизма

Низкий

Средний (норма)

Высокий

Принадлежность

От 1 до 1,6

От 1,7 до 3

От 3,1 до 5

Самоуважение

От 1 до 1,8

От 1,9 до 3,2

От 3,3 до 5

Контроль

От 1 до 1,6

От 1,7 до 2,8

От 2,9 до 5

Осмысленное
существование

От 1 до 1,8

От 1,9 до 3,2

От 3,3 до 5

Литература

  1. Антология остракизма: Учебное пособие / Под ред. Е.Э. Бойкиной. М.: ИД «Городец», 2023. 288 с.
  2. Бойкина Е.Э. Роль игнорирования и социального исключения в формировании антисоциального поведения у детей. Результаты экспериментального исследования: часть 1. Методология // Профилактика девиантного поведения детей и молодежи: региональные модели и технологии: сборник статей по материалам международной научно-практической конференции, 8–10 октября 2019 года / Под ред. Коврова В.В. Симферополь: ИТ «АРИАЛ», 2019. С. 29–36.
  3. Бойкина Е.Э., Чиркина Р.В. Социальный остракизм: современное состояние проблемы, методология и методы исследования [Электронный ресурс] // Психология и право. 2020. Том 10. № 1. С. 152–170. doi:10.17759/psylaw.2020100114
  4. Бойкина Е.Э., Чиркина Р.В., Радчиков А.С., Морозикова И.В., Пятых Г.А., Анисимова Е.В. Шкала субъективного остракизма (подростки, молодежь), ШСО-ПМ [Электронный ресурс] // Психология и право. 2023. Том 13. № 4. С. 132–149. doi:10.17759/psylaw.2023130410
  5. Золотарева А.А. Валидность и надежность русскоязычной версии шкалы самооценки М. Розенберга [Электронный ресурс] // Вестник Омского университета. Серия «Психология». 2020. № 2. С. 52– doi:10.24147/2410-6364.2020.2.52-57
  6. Ильин Е.П. Мотивация и мотивы. СПб: Питер, 2000. 512 с.
  7. Костина Л.Н., Ульянова И.В., Костина Е.Ю. Психологические и педагогические технологии помощи несовершеннолетним, подвергаемым остракизму: Учебное пособие. М.: ИП Колупаева Е.В., 2022. 142 с.
  8. Осин Е.Н., Кошелева Н.В. Тест смысложизненных ориентаций: новые данные о структуре и валидности // Вопросы психологии. 2020. Том 66. № 6. С. 150–163.
  9. Осин Е.Н., Леонтьев Д.А. Дифференциальный опросник переживания одиночества: структура и свойства // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2013. Том 10. № 1. С. 55–81.
  10. Семенова Г.В., Векилова С.А., Рудыхина О.В. Переживание социального исключения: разработка и апробация опросника [Электронный ресурс] // Социальная психология и общество. 2022. Том 13. № 3. С. 97–115. doi:10.17759/sps.2022130307
  11. Суворова И.Ю. Разработка пробной версии опросника на определение переживания исключения из социальной системы [Электронный ресурс] // Социальная психология и общество. 2016. Том 7. № 4. С. 132–146. doi:10.17759/sps.2016070409
  12. Твенге Дж.М. Поколение I. Почему поколение Интернета утратило бунтарский дух, стало более толерантным, менее счастливым и абсолютно не готовым ко взрослой жизни и что это значит для всех остальных. М.: РИПОЛ-Классик, 406 с.
  13. Фетискин Н.П., Козлов В.В., Мануйлов Г.М. Социально-психологическая диагностика развития личности и малых групп. М.: Издательство Института психотерапии, 2002. 362 с.
  14. Чумаченко Д.В., Бойкина Е.Э., Чиркина Р.В., Романова Н.М., Киселёв К.А. ШНПО-ПМ [Электронный ресурс]: [Набор данных] // RusPsyData: Репозиторий психологических исследований и инструментов. М., 2023. URL: https://ruspsydata.mgppu.ru/items/5355e9bf-d123-4c1b-a040-ca729f31ff36 (дата обращения: 22.12.2023). doi:10.48612/MSUPE/he4e-h7rv-rhkt
  15. Чухланцев Ю.С., Чиркина Р.В., Куприянова Е.А. Социальный остракизм и склонность к девиантному поведению подростков [Электронный ресурс] // Вестник практической психологии образования. 2021. Том 18. № 4. C. 22–29. doi:10.17759/bppe.2021180402
  16. Baumeister R.F., Leary M.R. The need to belong: Desire for interpersonal attachments as a fundamental human motivation // Psychological Bulletin. 1995. Vol. 117(3). P. 497–529.
  17. Baumeister R.F., Vohs K.D. The Pursuit of Meaningfulness in Life // Handbook of Positive Psychology / C.R. Snyder, S.J. Lopez (Eds.). Oxford University Press, 2002. Р. 608–618.
  18. Beest I. van, Williams K.D. When Inclusion Costs and Ostracism Pays, Ostracism Still Hurts // Journal of Personality and Social Psychology. 2006. Vol. 91(5). P. 918–928. doi:10.1037/0022-3514.91.5.918
  19. Greenberg J., Pyszczynski T., Solomon S. The causes and consequences of the need for self-esteem: A terror management theory // Public Self and Private Self / R.F. Baumeister (Ed.). New York, NY: Springer, 1986. P. 189–212. doi:10.1007/978-1-4613-9564-5_10
  20. Hales A.H., Dvir M., Wesselmann E.D., Kruger D.J., Finkenauer C. Cell phone-induced ostracism threatens fundamental needs // The Journal of Social Psychology. 2018. Vol. 158(4). P. 460–473. doi:10.1080/00224545.2018.143 9877
  21. Hawes D.J., Zadro L., Fink E., Richardson R., O’Moore K., Griffiths B., Dadds M.R., Williams K.D. The effects of peer ostracism on children’s cognitive processes // European Journal of Developmental Psychology. 2012. Vol. 9(5). P. 599–613. doi:10.1080/17405629.2011.638815
  22. Langer E.J., Rodin J. The effects of choice and enhanced personal responsibility for the aged // Journal of Personality and Social Psychology. 1976. Vol. 34(2). P. 191–198. doi:10.1037/0022-3514.34.2.191
  23. Leary M.R., Haupt A.L., Strausser K.S., Chokel J.T. Calibrating the sociometer: The relationship between interpersonal appraisals and state self-esteem // Journal of Personality and Social Psychology. 1998. Vol. 74(5). P. 1290–1299. doi:10.1037/0022-3514.74.5.1290
  24. Nezlek J.B., Wesselmann E.D., Wheeler L., Williams K.D. Ostracism in Everyday Life: The Effects of Ostracism on Those Who Ostracize // The Journal of Social Psychology. 2015. Vol. 155(5). P. 432–451. doi:10.1080/00224545.2015.1062351
  25. Peterson C., Maier S.F., Seligman M.E.P. Learned helplessness: A theory for the age of personal control. New York: Oxford University Press, 1993. 378 p.
  26. Skinner E.A. A guide to constructs of control // Journal of Personality and Social Psychology. 1996. Vol. 71(3). P. 549–570. doi:10.1037/0022-3514.71.3.549
  27. Wesselmann E.D., Williams K.D., Hales A.H. Vicarious ostracism // Frontiers in Human Neuroscience. 2013. Vol. 7. doi:10.3389/fnhum.2013.00153
  28. Williams K.D. Ostracism // The Annual Review of Psychology. 2007. Vol. 58(1). P. 425–452. doi:10.1146/annurev.psych.58.110405.085641
  29. Williams K.D. Ostracism: a temporal need-threat model // Advances in Experimental Social Psychology. 2009. Vol. 41. P. 275–314. doi:10.1016/S0065-2601(08)00406-1
  30. Zadro L., Williams K.D., Richardson R. Riding the ‘O’ Train: Comparing the Effects of Ostracism and Verbal Dispute on Targets and Sources // Group Processes & Intergroup Relations. 2005. Vol. 8(2). P. 125–143. doi:10.1177/1368430205051062

Информация об авторах

Бойкина Екатерина Эдуардовна, кандидат психологических наук, доцент кафедры юридической психологии и права, факультет юридической психологии, Московский государственный психолого-педагогический университет (ФГБОУ ВО МГППУ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-2707-3969, e-mail: katarinatapfer@gmail.com

Чиркина Римма Вячеславовна, кандидат психологических наук, доцент, заведующая кафедрой юридической психологии и права, факультет юридической психологии, Московский государственный психолого-педагогический университет (ФГБОУ МГППУ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-7040-7792, e-mail: rimmach@bk.ru

Чумаченко Дмитрий Валерьевич, младший научный сотрудник, научно-практический центр по комплексному сопровождению психологических исследований PsyDATA, Московский государственный психолого-педагогический университет (ФГБОУ ВО МГППУ), психолог, кафедра методологии психологии, факультет психологии, Московский государственный университет имени М.В. Ломоносова (ФГБОУ ВО «МГУ имени М.В. Ломоносова»), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-1007-5458, e-mail: chumachenkodv@mgppu.ru

Романова Наталья Михайловна, кандидат социологических наук, доцент, заведующая, лаборатория юридической психологии, факультет психологии, Саратовский национальный исследовательский государственный университет имени Н.Г. Чернышевского (ФГБОУ ВО «СГУ имени Н.Г. Чернышевского»), Саратов, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9444-8812, e-mail: Romanova_nm@inbox.ru

Киселев Константин Анатольевич, магистр психологии, психолог, лаборатория юридической психологии, факультет психологии, Саратовский национальный исследовательский государственный университет имени Н.Г. Чернышевского (ФГБОУ ВО «СГУ имени Н.Г. Чернышевского»), Саратов, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6399-5656, e-mail: saratovian@gmail.com

Метрики

Просмотров

Всего: 64
В прошлом месяце: 0
В текущем месяце: 64

Скачиваний

Всего: 28
В прошлом месяце: 0
В текущем месяце: 28