Введение
Социальная психология традиционно уделяет значительное внимание изучению феноменов влияния и противостояния влиянию. Однако новые вызовы, обусловленные пандемией COVID-19, поставили перед учеными и обществом вопросы, требующие глубокого анализа
[Сариева, 2021].
Ограничительные меры и масштабные информационные кампании в сфере здравоохранения вызвали неоднозначную реакцию у различных групп населения
[Байрамова, 2021]. С одной стороны, люди сталкивались с необходимостью соблюдения новых правил поведения, направленных на защиту здоровья. С другой стороны, возникли проблемы с восприятием этих мер, что иногда приводило к эффекту обратного воздействия – сопротивлению и отказу следовать рекомендациям. Одна из теорий, известная как теория реактивного сопротивления (The theory of psychological reactance), позволяет объяснить возникающее сопротивление с различных сторон: от особенностей ситуации воздействия, стимула, так и особенностей субъектов, на которых направлено влияние. Реактивное сопротивление – «это мотивационное состояние, представляющее собой ответ человека на угрозу потерять “свободу”»
[Haidong, 2024].
Актуальность исследования обусловлена тем, что понимание механизмов сопротивления может способствовать разработке эффективных стратегий коммуникации
[Sprengholz, 2023] и управления общественным поведением в условиях чрезвычайных ситуаций
[Aguirre-Camacho, 2024]. Более того, изучение этого явления позволяет глубже понять психологические процессы, лежащие в основе принятия решений в ситуациях, когда индивидуальные свободы вступают в конфликт с коллективными интересами. В этом контексте исследование методик, рассматривающее особенности людей, представляет особенный интерес.
Все вышеназванное подтолкнуло нас к теории, которая получила значительное обсуждение на протяжении более чем 50 лет в зарубежной психологии, но на сегодняшний день остававшейся без должного освещения в отечественных исследованиях.
В зарубежных исследованиях теорию рассматривают с различных методологических позиций. Одним из направлений исследований стало рассмотрение реактивного сопротивления как личностной черты. Это привело к появлению множества опросных и других методов. Дополнительный импульс разработка теории и методов работы с сопротивлением получила во время пандемии COVID-19
[Díaz, 2022; Dillard, 2023; Plohl, 2023; Verpaalen, 2023].
Среди опросных методов стоит отметить «Опросник для измерения психологической реактивности» Дж. Мерца (J. Merz) («Ragebogen zur Messung der Psychologischen Reactanz», QMPR)
[Merz, 1983]; Терапевтическую шкалу реактивного сопротивления Э.Т. Дауда, К.Р. Милна и С.Л. Уайза («The Therapeutic Reactance Scale: A Measure of Psychological Reactance», TRS)
[Dowd, 1994; Dowd, 1991]; Зальцбургскую шкалу реактивного состояния («Salzburger State Reactance Scale», SSR Scale)
[Sittenthaler, 2015].
В этой статье представлены обзор и адаптация одной из популярных шкал реактивного сопротивления, изначально разработанной Дж. Мерцем и позже адаптированной на нескольких выборках С.-М. Хонгом (S.-M. Hong).
В 1983 году Дж. Мерц разработал QMPR эмпирическим путем, представив 32 пункта для оценки 4-м профессиональным психологам. В результате было отобрано 26 пунктов, из которых в финальную версию вошли 18.
Проверка шкалы проходила на учащихся средних школ и вузов Германии (
N = 898), использовалась 6-балльная шкала Лайкерта: «совсем не подходит (1) «…» полностью подходит (6)». Оценки показали высокую внутреннюю согласованность
a Кронбаха = 0,90, ретестовое тестирование через 2-3 недели
а = 0,86. Анализ методом главных компонент с использованием Варимакс показал, что на четырехфакторное решение приходится 53% от общей дисперсии. Проведенный факторный анализ показал, что реактивное сопротивление многомерно: исследователь обнаружил в итоге 3 фактора, лежащих в основе QMPR, однако данных о надежности каждого из факторов исследователем представлено не было
[Ko, 2023].
В последующем ряд исследователей рассматривали факторную структуру и психометрическую стабильность опросника. Опросник Дж. Мерца перевели на английский язык и адаптировали сначала Р.К. Такер и П.У. Байерс (R.K. Tucker, P.Y. Byers)
[Tucker, 1987], а затем С.-М. Хонг: «Hong psychological reactance scale» (HPRS). На сегодняшний день в литературе чаще представлены ссылки на исследования Хонга и коллег, несмотря на то, что исследования не выявили единую факторную структуру шкалы HPRS
[Hong S.-M, 1989; Waris, 2020]. Также есть различия в использовании шкалы: исследователи в зависимости от цели и задач исследования используют не фиксированное количество пунктов, в диапазоне от 11 до 18
[Waris, 2020]. Возможная причина могла заключаться в использовании различных статистических методов, а также в разнице перевода. Например, показаны особенности перевода на шведский и финский язык в исследовании О. Варис (O. Waris) и коллег и то, как это отображается в показателях при анализе шкал
[Waris, 2020]. Й. Стегликова (J. Stehlíková) и соавторы, сравнивая результаты и факторные модели, полученные на чешской, австралийской, американской, испанской выборках, выдвинули гипотезу о связи культуры и структуры реактивного сопротивления
[Stehlíková, 2020].
Таким образом, шкала Мерца–Хонга (HPRS) требует дальнейших исследований с целью уточнения количества основных пунктов, входящих в нее.
Рассматривая различные модели, мы выдвинули гипотезу Г1: Шкала реактивного сопротивления, состоящая из 14 пунктов, покажет четырехфакторную структуру.
Т.О. Кулинкович и А.Ю. Кособуцкая, используя «Терапевтическую шкалу сопротивления», не обнаружили различий по полу в уровне реактивного сопротивления, однако отметили, что возрастная динамика реактивного сопротивления у мужчин проявляется сильнее, чем у женщин. Анализ половозрастных особенностей с периодизацией К. Уоллера показал, что более высокий уровень реактивного сопротивления наблюдается не только у лиц младше 25 лет, но и у испытуемых старше 55 лет
[Кулинкович, 2013]. Хотя исследования показывают, что корреляции между терапевтической шкалой и шкалой Мерца–Хонга варьируются от 0,50 до 0,58
[Dillard, 2023; Verpaalen, 2023], П. Морейра (P. Moreira) и соавторы сообщили о высокой корреляции 0,89 между HPRS и TRS в анализе моделирования структурных уравнений на выборке подростков, но модель не показала приемлемые результаты
[Moreira, 2019]. Несмотря на использование различных шкал, мы выдвинули гипотезу.
Г2: можно предположить, что существуют различия по полу в уровне реактивного сопротивления: у мужчин средний уровень реактивного сопротивления выше, чем у женщин.
Программа исследования
Выборка. В итоговую выборку вошли 218 человек, из которых 61 мужчина (28 %), 157 женщин (72%) из разных городов России (Санкт-Петербург, Москва, Новосибирск и другие города), несколько человек проживают за рубежом (Франция, Германия). Возраст – от 18 до 75 лет, M = 35,2; SD = 13,3; Me = 28; асимметрия –0,837, эксцесс –0,488. Среднее образование имеют 14 (6,4%) респондентов, среднее специальное – 24 (11%), неоконченное высшее – 25 (11,5%), высшее образование – 145 (66,5%), ученую степень – 10 (4,6%).
Из финальной выборки были убраны 7 респондентов с долгим и быстрым прохождением опросника (более 2 часов, менее 6 минут, среднее время заполнения опросников составляло 14 минут).
Инструментарий. В качестве теоретической и методологической основы опросника использована описательная модель реактивного сопротивления С.-М. Хонга
[Hong S.-M, 1989]. Оригинальный опросник состоит из 14 утверждений (пунктов), которые разделены на 4 фактора: свобода выбора; поведенческая свобода; сопротивление советам и рекомендациям; нонконформизм.
Процедура. Для реализации поставленных задач и проверки гипотез проведено исследование из двух этапов. На первом этапе нами был осуществлен перевод шкалы реактивного сопротивления Мерца–Хонга на русский язык. Перевод, адаптация и валидация методики проводились в несколько этапов, c использованием современных международных рекомендаций и лучших практик
[Coskun Benlidayi, 2024]. Перевод шкалы был осуществлен и согласован группой экспертов со степенью кандидата (3) психологических наук, магистра (2), доктора (1) психологических наук по специальности социальная психология, свободно владеющих английским языком, с уровнем С1 и выше. Эксперты были ознакомлены с содержанием и структурой шкалы Хонга. Процедура обратного перевода не проводилась, так как основное внимание было сфокусировано не на точном соответствии и подборе слов, а на соответствии смыслового содержания представленных шкал. Процедура заключалась в следующем – сначала эксперты переводили все пункты шкалы самостоятельно, независимо друг от друга, затем был согласован смысловой перевод, после чего устранялись возможные расхождения и трудности в понимании смысла пунктов. Выбранный нами подход связан с необходимостью обеспечения адекватного и синхронного понимания смысловых стимулов, с учетом специфики русского языка, носителей русского языка (Приложение 1).
Затем мы провели пилотажное исследование (N = 36 человек; M = 26,13 лет; SD = 4,24; мужчин – 21,1%; женщин – 78,9%, высшее образование имеют 65,8%), в котором респондентам были предоставлены вопросы для обратной связи. После этого из опросника один из вопросов был удален, три формулировки скорректированы.
Основное исследование проводилось онлайн с февраля по август 2024 года, опросная форма была сформирована при помощи сервиса Online Test Pad. Исследование проводилось анонимно: респонденты не сообщали свои контактные данные. Также респонденты были информированы о возможности выйти из опроса в любой момент.
Респондентам была предложена инструкция: «Оцените степень своего согласия с представленными ниже суждениями, используя пятибалльную шкалу». То есть использовалась 5-балльная шкала Лайкерта: «никогда (1), иногда (2), редко (3), в большинстве случаев (4), всегда (5)». Также была предусмотрена возможность отказа от ответа: «затрудняюсь ответить/отказываюсь» на вопросы опросника и социально-демографической анкеты. Ни один из вопросов не преодолел 5% барьера, что может говорить о ясности и корректности сформулированных вопросов. Отметим, что в других исследованиях использовались такие формулировки, как «Полностью не согласен (1) «…» полностью согласен (6)», «совсем нет (1) «…» абсолютно точно (5)»
[Sprengholz, 2023; Verpaalen, 2023]. Переведенный опросник был дополнен социально-демографическим блоком вопросов: пол, возраст, уровень образования, населенный пункт проживания. Суммарный балл по шкале варьировался от 25 до 70 баллов.
Обработка данных. Для обработки результатов исследования были использованы программы SPSS Statistics 26.0 и Jamovi 2.6.2.
Валидация опросника основывалась на данных опроса и включала в себя проверку факторной структуры, проверку согласованности измерений и проверку текущей валидности опросника.
Конвергентная валидность опросника должна проверяться корреляционным анализом связи полученных с ее помощью результатов с результатами, полученными при применении аналогичных или близких методик. По причине того, что в настоящий момент в русскоязычной научной литературе отсутствуют методики, изучающие и измеряющие реактивное сопротивление, эта задача нами определена для дальнейших исследований.
Текущая валидность тестировалась при помощи корреляционного анализа связи между результатами двух измерений опросника на пилотажной и основной выборках.
Внутренняя согласованность (надежность) опросника С.-М. Хонга оценивалась расчетом коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда, факторная структура – при помощи конфирматорного факторного анализа основной и контрольной выборок исследования.
Результаты
Шкала реактивного сопротивления показала хорошую внутреннюю согласованность (a = 0,812, стандартизированная a = 0,818). Омега Макдональда = 0,821. Коэффициент r-Спирмена–Брауна (метод расщепления) = 0,797, коэффициент Гуттмана = 0,797. Повторное тестирование спустя 4-5 недель (48 человек), ретестовая надежность, коэффициент r-Пирсона, составила r = 0,746 (p = 0,01).
Проверка на нормальность: критерий сферичности Бартлетта равен 531,042 при p = 0,000 и мера адекватности выборки КМО = 0,796 показали приемлемые результаты для проведения факторного анализа. Проверка факторной структуры осуществлялась с помощью конфирматорного факторного анализа (КФА).
В начале КФА была проверена модель, которую предложил Хонг
[Hong S.-M, 1989], однако она показала неудовлетворительные результаты (табл. 3, модель № 1):
CFI = 0,822,
TLI = 0,722,
RMSEA = 0,088, SRMR = 0,068, то есть все показатели ниже необходимого уровня.
Поэтому мы обратились к анализу с помощью метода главных компонент (результаты представлены в табл. 1), вращение Варимакс, что позволило установить 4-факторную структуру, объясняющую 57,4% дисперсии.
Таблица 1
Результаты эксплораторного факторного анализа
|
Компонент
|
Значение
|
% дисперсии
|
Суммарный %
|
|
1
|
4,279
|
30,567
|
30,567
|
|
2
|
1,517
|
10,835
|
41,402
|
|
3
|
1,140
|
8,141
|
49,543
|
|
4
|
1,105
|
7,893
|
57,435
|
Примечание: метод извлечения факторов – метод главных компонент
Пункт шкалы 2 «Меня возбуждает вступление в противоречие с другими» показывал противоречивые значения по компонентам (Приложение 2). Скорее всего, это связано с некорректно выбранным переводом пункта. Мы решили проверить и сравнить модель с четырнадцатью пунктами (модель № 2) и тринадцатью, исключив пункт 2 (модель № 3). Результаты представлены в табл. 3. Визуализация представлена на рис. 1.
Рис. 1. Модель № 3: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию.
В табл. 2 представлены индексы модификации между пунктами шкалы (вопросами), превышающие 10.
Таблица 2
Индексы модификации между вопросами > 10
|
Индексы модификации
|
Формулировки вопросов
|
|
Q5 и Q7 (13,073)
|
Q5: «Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела»
Q7: «Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны»
|
|
Q11 и Q12 (12,875)
|
Q11: «Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня»
Q12: «Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания»
|
Можно предположить, что индексы модификации между вопросами 5 и 7, 11 и 12 могут объясняться данными, полученными в ходе коммуникативных исследований реактивного сопротивления. Например, подход, рассматривающий нарративные сообщения (повествовательные нарративы), которые представляют связанные события и персонажей, имеют структуру, представленность конкретного времени и места действия. В отличие от дидактического или объясняющего подхода нарративные сообщения вызывают меньшее сопротивление
[Hong S.-M, 1989]. Возможные причины могут быть в том, что история завлекает в познавательный процесс, снижает способность негативного реагирования, обходя критическую оценку стимульного материала. Также показали эффективность ссылки на значимых других: «Когда ваши дети, внуки или друзья видят, как вы выбираете блюда, какие уроки они извлекают из этого? Подумайте о них, когда будете брать вторую порцию или сладкое»
[Moreira, 2019]. Вполне возможно, что преподнесение кого-либо в качестве образца для подражания может восприниматься как влияние извне, восприниматься как совет, который вмешивается в личную сферу.
Итак, улучшение модели стало возможным с добавлением коррелятов (рис. 2) между пунктами шкалы, в табл. 3 представлена как модель № 4.
Таблица 3
Результаты конфирматорного факторного анализа моделей структуры опросника реактивного сопротивления (основная выборка, N = 218)
|
Модель
|
χ2
|
d f
|
p
|
CFI
|
TLI
|
RMSEA
|
90% CI
|
SRMR
|
|
Модель № 1 (по оригинальной модели)
|
191
|
71
|
0,001
|
0,822
|
0,772
|
0,088
|
0,073-0,103
|
0,068
|
|
Модель № 2 (14 пунктов)
|
142
|
67
|
0,001
|
0,890
|
0,850
|
0,071
|
0,055-0,087
|
0,060
|
|
Модель № 3 (13 пунктов)
|
117
|
59
|
0,001
|
0,910
|
0,881
|
0,0671
|
0,0491-0,0849
|
0,056
|
|
Модель № 4 (13 пунктов)
|
101
|
57
|
0,001
|
0,931
|
0,906
|
0,059
|
0,040-0,078
|
0,053
|
Примечание: CFI – сравнительный индекс согласия Бентлера; TLI – индекс Такера–Льюиса; RMSEA – корень среднеквадратичного остатка; CI – доверительный интервал; SRMR – стандартизованный корень среднеквадратичного остатка.
Рис. 2. Визуализация модифицированной модели: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию
Нами отмечается улучшение во всех метриках качества представленной модели № 4 (табл. 3): RMSEA упала с 0,067 до 0,062; SRMR незначительно, но упал с 0,056 до 0,053; CFI вырос с 0,910 до 0,931, а TLI – с 0,881 до 0,906. Все эти значения превосходят пороговые, что может говорить о хорошем качестве моделей.
В табл. 4 представлены описательные статистики, три фактора из четырех находятся в диапазоне от –1 до 1 по эксцессу и асимметрии, кроме фактора 2 «Нежелание подчиняться правилам и нормам», эксцесс которого составил 1,96.
Таблица 4
Описательные статистики факторов
|
Фактор
|
Среднее
|
Медиана
|
Мода
|
Стандартное отклонение
|
Эксцесс
|
Асимметрия
|
|
Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
11,17
|
11,00
|
11,00
|
2,50
|
0,09
|
–0,56
|
|
Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
9,38
|
9,00
|
9,00
|
2,58
|
1,96*
|
0,83
|
|
Сопротивление советам и рекомендациям
|
9,38
|
9,00
|
9,00
|
2,00
|
–0,29
|
0,16
|
|
Противодействие внешнему влиянию
|
10,35
|
10,50
|
12,00
|
2,27
|
–0,63
|
–0,21
|
|
Общий балл реактивного сопротивления
|
3,28
|
3,28
|
3,07
|
0,58
|
0,42
|
0,20
|
Примечание: * – показатель, выходящий за пределы диапазона от –1 до 1 по эксцессу.
В табл. 5 представлена матрица корреляций между полученными факторами.
Таблица 5
Корреляции между факторами
|
Фактор
|
Общий балл
|
Эмо
|
ПиН
|
СиР
|
|
Эмо
|
0,761***
|
–
|
|
|
|
ПиН
|
0,754***
|
0,367***
|
–
|
|
|
СиР
|
0,834***
|
0,513***
|
0,594***
|
–
|
|
ВнВ
|
0,726***
|
0,473***
|
0,334***
|
0,533***
|
Примечание: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию; Общий балл – общий балл по шкале реактивного сопротивления; *** – p < 0,001 (односторонняя).
Таким образом, модель № 4 с такими показателями принята нами как приемлемая. Г1 подтвердилась частично. Шкала из 13 пунктов показала четырехфакторное решение с помощью анализа главных компонент и вращения Варимакс с нормализацией Кайзера. В конфирматорном факторном анализе шкала из 13 пунктов (убран пункт 2) показала четырехфакторную структуру.
Для выявления возможных связей между социально-демографическими показателями мы сравнили респондентов по полу, применив однофакторный дисперсионный анализ (ANOVA). Результат p = 0,013 (F = 6,30). Табл. 6 показывает, что у респондентов-женщин среднее значение реактивного сопротивления выше, чем у мужчин.
Таблица 6
Описательные статистики респондентов по полу (N = 218)
|
Описательные статистики
|
Женщины
|
Мужчины
|
|
N
|
157
|
61
|
|
M
|
3,350
|
3,131
|
|
SD
|
0,560
|
0,618
|
|
Дисперсия
|
0,314
|
0,382
|
Примечание: N – объем выборки; M – среднее значение; SD – стандартное отклонение.
Таким образом, Г2 не подтвердилась. Наоборот, у мужчин средние значения реактивного сопротивления оказались ниже, чем у женщин.
Мы также проверили связи реактивного сопротивления с уровнем образования и возрастом. Связи с уровнем образования выявлено не было. Множественные сравнения с помощью критерия Шеффе в разных возрастных группах показали статистически значимую разницу в уровне сопротивления только между группами 25-34 лет и 55-64 года (М = 3,428 и 2,851 соответственно), p = 0,012. Это отличается от данных, представленных Т.О. Кулинкович и А.Ю. Кособуцкой, которые показали, что у испытуемых младше 25 и старше 55 лет наблюдается более высокий уровень реактивного сопротивления [Кулинкович, 2013].
Проверка согласованности. Согласованность измерений опросника проверялась при помощи расчета коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда. В целом по опроснику α Кронбаха равняется 0,812 (стандартизированная a = 0,818). Омега Макдональда = 0,821. Показатели согласованности в целом и для разделенного на субшкалы опросника приведены в табл. 7.
Таблица 7
Показатели согласованности субшкал и шкалы
|
Субшкала
|
α Кронбаха
|
ω Макдональда
|
|
Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
0,742
|
0,756
|
|
Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
0,688
|
0,689
|
|
Сопротивление советам и рекомендациям
|
0,425
|
0,452
|
|
Противодействие внешнему влиянию
|
0,420
|
0,433
|
|
Общий показатель по шкале
|
0,812
|
0,821
|
Обсуждение результатов
В нашем исследовании было показано, что четырехфакторная структура шкалы, заложенная авторами оригинальной методики, воспроизводится на русскоязычной выборке, однако есть особенности. Для ответов предлагалась шкала Лайкерта из 5 пунктов: «никогда (1), иногда (2), редко (3), в большинстве случаев (4), всегда (5)». Это отличается от предыдущих исследований, в которых использовались такие формулировки, как «Полностью не согласен (1) «…» полностью согласен (6)», «совсем нет (1) «…» абсолютно точно (5)». Статистика соответствия модели, в которой пункты объединялись по изначально предложенным факторам Хонга, не показала приемлемых результатов (табл. 3).
При осуществлении валидизации методики проверена внутренняя структура, ретестовая надежность шкалы Мерца–Хонга. Надежность шкалы в целом α Кронбаха составила 0,812, Омега Макдональда = 0,821. Коэффициент r-Спирмена–Брауна (метод расщепления) = 0,797, коэффициент Гуттмана = 0,797. Ретестовая надежность спустя 4-5 недель (48 человек), коэффициент r-Пирсона = 0,746 при p = 0,01. Не все показатели имеют достаточно хорошие результаты по надежности.
Проведенное исследование поставило перед нами некоторые вопросы. Шкала Мерца–Хонга критикуется рядом авторов за недостаточно высокие психометрические показатели. Стоит согласиться с некоторыми тезисами. Действительно, шкала нуждается в улучшениях. Следует в дальнейшем проверить гипотезу, как с течением времени и ряда факторов могло произойти смещение в показателях каждого респондента. В этом исследовании нам не удалось узнать факторы, которые могли быть связаны с изменением баллов в ретестовых замерах, то есть с течением времени.
Шкала не сбалансирована по негативным и позитивным формулировкам, нет данных о социальной желательности ответов. В дальнейшем мы планируем исправить эти ограничения и исследовать применение теории реактивного сопротивления в практической деятельности.
На сегодняшний день нет четкого понимания, как рассматривать реактивное сопротивление: как состояние, в котором пребывает человек, либо же как черту личности.
Факторный анализ также поставил ряд вопросов. С одной стороны, не лишено смысла объединить вопросы по их аффективной, когнитивной и поведенческой направленности. К примеру, поведенческий фактор: «Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот»; «Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот»; «Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня»; когнитивный: «Если мне что-то запрещают, то я думаю: “Это именно то, что я и сделаю”»; «Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела»; «Мысль зависимости от других меня тяготит».
Однако только 3 вопроса по такому принципу показали высокие корреляции. Мы так же протестировали модели по такому принципу, но показатели по всем 4 характеристикам (RMSEA, SRMR, CFI, TLI) не были удовлетворительными. Можно предположить, что объединение в факторы происходило по вопросам, включавшим все три выделенных аспекта – когнитивный, поведенческий и эмоциональный. Кроме фактора «Эмоциональная реакция на ограничение выбора», в котором все пункты относятся к эмоциональным проявлениям («Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения»; «Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны»; «Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора»). В дальнейшем стоит изменить формулировки, как минимум пункта 2 («Меня возбуждает вступление в противоречие с другими»), который был убран из финальной модели, хотя показатели и с этим пунктом приемлемые (Приложение 3). Скорее всего, это связано с некорректно выбранной формулировкой, которую следует проверить в дальнейшем. Мы предполагаем, что формулировка «Мне нравится противоречить окружающим» могла бы показать нагрузку на фактор «Сопротивление советам и рекомендациям».
Кроме этого, шкалу возможно дополнить несколькими пунктами из самого раннего перевода шкалы Дж. Мерца, предложенного К. Такером и П.У. Байерсом [Tucker, 1987].
Мы также не можем утверждать о полном соответствии переведенной и предложенной русскоязычной версии оригиналу, поскольку нами было выявлено, что из 14 пунктов шкалы осталось 13 пунктов, один из которых не вошел в финальную модель, что требует уточнения и объяснения в дальнейшем исследовании. В результате нами принято следующее решение – доработать пункт, который в оригинальной версии присутствует, но выпал в русскоязычной версии.
Внося вклад в эту малоизученную отечественными психологами область, мы надеемся на продолжение исследований конструкта реактивного сопротивления, его дифференциацию или соотнесение с существующими понятиями в отечественной теоретической традиции.
Выводы
- Русскоязычная версия шкалы реактивного сопротивления показала хорошую внутреннюю согласованность (a = 0,812, стандартизированная a = 0,818), омега Макдональда = 0,821. Ретестовая надежность, коэффициент r-Пирсона, r = 0,746 при p = 0,01.
- Гипотезы исследования подтвердились частично.
- Наилучшее соответствие показала модель, состоящая из 13 пунктов шкалы, включающая 4 фактора.
- Показатели реактивного сопротивления у женщин статистически значимо выше, чем у мужчин.
- Выявлено, что уровень сопротивления в возрастной группе 25-34 выше, чем в группе 55-64 года, что соотносится с данными о наличии возрастных «пиков», однако отличается от данных других исследований.
Ограничения исследования
Исследование имеет ряд ограничений. Одним из них является выборка, на которой происходили проверки моделей, включающая преимущественно женщин (157 человек – 72%). Это замечание является особенно важным, учитывая обнаруженные различия между мужчинами и женщинами в уровне реактивного сопротивления. Большая часть выборки (50%) – жители крупных городов (Санкт-Петербурга, Москвы, Новосибирска, Екатеринбурга), имеющие высшее образование (66,5%).
Кроме этого, стоит отметить объем выборки N = 218, который может быть недостаточен с некоторых методологических позиций для проведения конфирматорного факторного анализа при большом количестве переменных.
Межфакторные корреляции ставят вопрос, можно ли их считать независимыми подшкалами? Ответ мог бы дать ценную информацию о составляющих шкалы, измеряющих реактивное сопротивление. Этот вопрос мы планируем исследовать в дальнейшем.
Приложение 1
Шкала реактивного сопротивления Мерца–Хонга
Здравствуйте, уважаемый участник! Этот опрос посвящен особенностям общения. Пожалуйста, оцените степень своего согласия с представленными ниже суждениями, используя пятибалльную шкалу:
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
Никогда
|
Редко
|
Иногда
|
В большинстве случаев
|
Всегда
|
Вашим ответом будет выбор одного из баллов шкалы: 1, 2, 3, 4 или 5. Отметьте выбранный балл.
Заранее благодарим за сотрудничество!
|
№
|
Вопрос
|
Никогда
|
Редко
|
Иногда
|
В большинстве случаев
|
Всегда
|
|
1
|
Правила вызывают у меня чувство сопротивления
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
2
|
Мне нравится противоречить окружающим[1]
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
3
|
Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
4
|
Мысль зависимости от других меня тяготит
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
5
|
Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
6
|
Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
7
|
Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
8
|
Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
9
|
Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
10
|
Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
11
|
Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
12
|
Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
13
|
Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
|
14
|
Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
Ключ
|
Субшкала
|
Пункты
|
|
Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
1, 3, 13, 14
|
|
Противостояние внешнему влиянию
|
4, 10, 11
|
|
Сопротивление советам и рекомендациям
|
5, 9, 12
|
|
Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
6, 7, 8
|
Приложение 2
Факторы и факторные нагрузки пунктов шкалы реактивного сопротивления
|
Фактор
|
Пункт шкалы
|
Факторная нагрузка
|
|
1
|
2
|
3
|
|
Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
6. Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения
|
0,798*
|
|
7. Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны
|
0,652*
|
|
8. Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора
|
0,699*
|
|
Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
1. Правила вызывают у меня чувство сопротивления
|
0,548*
|
|
3. Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»
|
0,675*
|
|
13. Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот
|
0,444*
|
|
14. Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества
|
0,707*
|
|
Сопротивление советам и рекомендациям
|
5. Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела
|
0,484*
|
|
9. Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот
|
0,411*
|
|
12. Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания
|
0,622*
|
|
Противостояние внешнему влиянию
|
4. Мысль зависимости от других меня тяготит
|
0,356*
|
|
10. Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле
|
0,492*
|
|
11. Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня
|
0,417*
|
|
Исключенные пункты
|
2. Меня возбуждает вступление в противоречие с другими
|
|
|
* – p < 0,001.
|
Приложение 3
Оригинальные пункты и перевод шкалы
|
Оригинальный пункт
|
Субшкала
|
Перевод
|
Субшкала
|
|
1
|
2
|
3
|
4
|
|
1. Regulations trigger a sense of resistance in me
|
Factor 2: Conformity Reactance
|
1. Правила вызывают у меня чувство сопротивления
|
Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
|
2. I find contradicting others stimulating
|
Factor 2: Conformity Reactance
|
2. Меня возбуждает вступление в противоречие с другими
|
–
|
|
3.When something is prohibited, I usually think ''that's exactly what I'm going to do."
|
Factor 2: Conformity Reactance
|
3. Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»
|
Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
|
4. The thought of being dependent on others aggravates me
|
Factor 1: Freedom of Choice
|
4. Мысль зависимости от других меня тяготит
|
Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию
|
|
5. I consider advice from others to be an intrusion
|
Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations
|
5. Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела
|
Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям
|
|
6. I become frustrated when I am unable to make free and independent decisions
|
Factor 1: Freedom of Choice
|
6. Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения
|
Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
|
7. It irritates me when someone points out things which are obvious to me
|
Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations
|
7. Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны
|
Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
|
8. I become angry when my freedom of choice is restricted
|
Factor 1: Freedom of Choice
|
8. Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора
|
Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора
|
|
9. Advice and recommendations induce me to do just the opposite
|
Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations
|
9.Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот
|
Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям
|
|
10. I am content only when I am acting of my own free will
|
Factor 1: Freedom of Choice
|
10. Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле
|
Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию
|
|
11. I resist the attempts of others to influence me
|
Factor 3: Behavioural Freedom
|
11. Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня
|
Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию
|
|
12. It makes me angry when another person is held up as a model for me to follow
|
Factor 3: Behavioural Freedom
|
12. Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания
|
Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям
|
|
13. When someone forces me to do something, I feel like doing the opposite
|
Factor 3: Behavioural Freedom
|
13. Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот
|
Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
|
It disappoints me to see others submitting to society's standards and rules
|
Factor 3: Behavioural Freedom
|
14. Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества
|
Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам
|
[Байрамова, 2021] Мы предлагаем заменить перевод пункта 2 на этот вариант для избежания неоднозначности понимания. При включении пункта в таком виде следует проверить факторную структуру, поэтому пункт не представлен в ключе.
