Введение
Трудные жизненные ситуации, например, такие как болезнь, переживание утраты, насилие со стороны партнера, вынужденная миграция, а также уход за тяжело больным ребенком и другие, затрагивают базовые опоры самоидентификации, поскольку могут поставить под вопрос согласованность «уровней» Я и вынуждают заново устанавливать связи между личным, предъявляемым (поведенческим), реляционным и коммунальным (групповым) уровнями (Hecht, 1993; Jung, Hecht, 2004). По определению «разрывы идентичности» (identity gaps) – это рассогласования между этими уровнями. Переживание разрывов в ситуациях жизненных кризисов ассоциировано с более высоким дистрессом и осложненной адаптацией: это показано в исследованиях хронической боли (Voorhees, 2023), адаптации к университету (Jung, Hecht, 2008), переживания интимного партнерского насилия (Burns, Peters, 2024), адаптации беженцев (Bergquist и др., 2019), утраты супруга/супруги (Wehrman, 2023) и в коммуникации родителей в педиатрической паллиативной помощи (Weaver и др., 2021). Следовательно, состояние идентичности и межуровневые разрывы следует систематически учитывать при оценке уязвимости и ресурсов в трудных жизненных ситуациях; а для этого необходимы валидные измерительные инструменты. Часто разрывы идентичности изучаются качественными методами – через фокус-группы и глубинные интервью – как в большинстве вышеуказанных исследований. Однако количественные инструменты необходимы для проведения сопоставимых межгрупповых проверок (например, инвариантности), оценки распространенности и строгого тестирования связей с предикторами и последствиями разрывов идентичности. Цель настоящей статьи – адаптация и психометрическая валидизация русскоязычной версии шкалы разрывов идентичности (Jung, Hecht, 2004).
Фундамент для изучения идентичности во взаимодействии был заложен исследователями направления символического интеракционизма. Теории, разработанные в рамках данного подхода, фокусируются на том, что представления о себе, своей роли в социальной структуре и принадлежности к социальной группе формируются и реализуются в процессе коммуникации (Stryker, 1980). Это обеспечивается за счет верификации идентичности во взаимодействии с другими людьми – когда индивид считает, что другие воспринимают его таким же образом, как он сам видит себя. Согласно модели перцептивного контроля, в ситуации общения возникает петля обратной связи, результатом которой может быть согласование или рассогласование между тем, как человек видит себя, преподносит себя в общении и/или воспринимает представление о себе других участников взаимодействия (Stets, Serpe, 2013). В широком смысле эти представления о себе помогают определить место индивида во взаимодействии, направляют его поведение, способствуют развитию стабильных социальных отношений и делают возможным само взаимодействие (McCall, Simmons, 1978).
Существует ряд теорий, которые рассматривают процесс верификации идентичности и управления этим процессом во взаимодействии (Identity management theory, Face negotiation theory), однако наиболее продуктивной с точки зрения операционализации представляется коммуникативная теория идентичности. Коммуникативная теория идентичности (Communication theory of identity – CTI) предполагает, что в процессе коммуникации существуют четыре взаимосвязанных уровня идентичности – личный (personal), предъявляемый (enacted), реляционный (relational) и групповой (communal) (Hecht, 1993).
Согласно авторам, хотя эти четыре уровня аналитически различимы, они по своей сути взаимосвязаны и не могут быть полностью отделены друг от друга. Однако в ситуации взаимодействия может возникать рассогласование между разными уровнями, которые авторы называют «разрывом» идентичности (identity gap) (Jung и др., 2007; Jung, Hecht, 2004, 2008, 2008). Так, в теории рассматриваются: «разрыв» личной и реляционной идентичностей (personal – relational identity gap) – несоответствие между представлением о себе и восприятием того, как меня видят другие; «разрыв» между личной и предъявляемой идентичностью (personal – enacted identity gap) – несоответствие между представлениями о себе и идентичностью, представленной в общении; «разрыв» между реляционной и предъявляемой идентичностями (relational – enacted identity gap) – несоответствие между восприятием того, как меня видят другие, и предъявляемой в общении идентичностью.
Изучение разрывов идентичностей позволяет рассмотреть не только содержание идентичностей, но и особенности взаимодействия уровней идентичности, что особенно актуально в условиях трудных жизненных ситуаций. Эмпирические исследования показывают, что разрывы идентичности оказывают заметное влияние на психологическое благополучие и социальные взаимодействия. Например, разрыв между личной и предъявляемой идентичностями (personal-enacted gap) у иностранных студентов предсказывает более высокий уровень аккультурационного стресса и депрессии (Amado и др., 2020; Jung и др., 2007). Более ранние работы демонстрируют, что рассогласованность между личной и реляционной идентичностью (personal-relational gap) связана с нарушением доверия и менее успешной коммуникацией (Jung, 2011). При вынужденной миграции у беженцев выявляются многоуровневые разрывы (между личным, реляционным и групповым уровнями), ассоциированные с подрывом целостности Я и трудностями адаптации в ресоциализации (Bergquist и др., 2019). В условиях хронической боли отмечается рассогласование между желаемой самопрезентацией и вынужденными ролями, а также с ожиданиями других людей – эти разрывы усиливают отчуждение, стыд и снижают качество социальных связей (Voorhees, 2023). После утраты супруга у респондентов выявляются рассогласования между внутренним самоощущением и тем, как человек должен себя предъявлять в новых ролевых требованиях (Wehrman, 2023). При переживании насилия со стороны партнера личный уровень идентичности нередко оказывается под давлением реляционных норм и ожиданий (Burns, Peters, 2024). Наконец, у родителей детей, получающих педиатрическую паллиативную помощь, учет четырех рамок идентичности и возникающих между ними разрывов рассматривается как ключ к снижению дистресса и улучшению взаимодействия с командами ухода (Weaver и др., 2021). В совокупности результаты показывают, что в условиях трудных жизненных ситуаций разрывы идентичности и, в частности, рассогласования между личным, воплощенным и реляционным уровнями – это механизм, через который происходят ухудшение межличностных взаимодействий, рост стресса и снижение субъективного благополучия. Следовательно, их измерение критически важно для исследований и практики. Однако в российском научном дискурсе данный конструкт используется редко, а исследования чаще фокусируются на изучении отдельных идентичностей или процессов их формирования.
В отечественной психологической науке широко используются опросники, направленные на изучение выраженности отдельных идентичностей, например, этнической, гражданской, региональной, профессиональной, религиозной, моральной. Эти инструменты позволяют выявлять выраженность отдельных идентичностей, но они не дают возможности напрямую фиксировать их внутренние противоречия и «разрывы».
В российской практике адаптирован ряд опросников, которые затрагивают именно процессы согласованности и рассогласованности идентичности. Так, Шкала ясности я-концепции – Self-Concept Clarity Scale (Campbell и др., 1996) – и ее адаптация в России (Вдовенко и др., 2021) оценивают устойчивость и непротиворечивость представлений о себе и позволяют косвенно фиксировать их неясность и конфликтность. Методика исследования стадий идентичности – Identity Stage Resolution Index (Côté, Schwartz, 2002) – и ее адаптация в России (Борисенко, 2020а) направлены на оценку прохождения кризисов идентичности и могут быть использованы для анализа того, насколько эти кризисы разрешены или остаются источником внутриличностного конфликта. Методика исследований процессов идентичности – Dimensions of Identity Development Scale (Luyckx и др., 2008) – и ее адаптация в России (Борисенко, 2020б) фиксируют процессы исследования и принятия обязательств, показывая динамику идентичностных конфликтов. Шкала воспринимаемой коллективной преемственности – Perceived Collective Continuity Scale (Sani и др., 2008) – и ее адаптация в России (Терскова и др., 2022) измеряют субъективное восприятие непрерывности коллективной идентичности; разрыв этой непрерывности воспринимается как угроза личной идентичности. Существуют и инструменты, ориентированные непосредственно на подростков – например, международный опросник «Оценка идентичности личности у подростков» – Assessment of Identity Development in Adolescence (AIDA; Goth, Schmeck, 2012) – и его адаптация в России (Зверева и др., 2021) диагностируют риск диффузии идентичности. А опросник стиля идентичностей – A-MIS (Berzonsky, 1989) – и его адаптация в России (Белинская, Бронин, 2014) оценивают стили идентичности (информационный, нормативный, диффузно-избегающий), что может помочь определить механизмы возникновения разрывов.
В целом существующие и адаптированные на русском языке инструменты дают широкие возможности для анализа различных аспектов идентичности и фиксируют отдельные проявления ее согласованности и рассогласованности. Они полезны для выявления специфических кризисов (например, подростковых) или анализа динамики (процессуальные шкалы). Однако их применение остается фрагментарным: ни один из них не позволяет в полной мере охватить именно феномен разрыва идентичности как системного несоответствия между различными идентичностями. Именно поэтому наиболее перспективным инструментом представляется шкала М.Л. Хехта и И. Юнг, специально разработанная для анализа разрывов идентичностей.
Материалы и методы
Процедура. Перевод пунктов шкалы осуществлялся методом экспертного консенсуса: на первом этапе два переводчика независимо друг от друга перевели пункты шкал с английского на русский, затем в ходе общего обсуждения в присутствии третьего эксперта были выбраны оптимальные с точки зрения всех экспертов формулировки. Далее русскоязычные версии шкал тестировались с помощью когнитивных интервью (N = 6, возраст от 18 до 60 лет, 4 женщины) методом словесного зондирования (verbal probing): для того, чтобы помочь участникам интервью вербализировать свои мыслительные процессы при заполнении опросника, интервьюеры задавали вопросы на понимание и интерпретацию содержания пунктов, корректность формулировок и аргументацию выбора ответа. По результатам когнитивных интервью часть пунктов была скорректирована.
Так, например, первоначальный перевод пункта «I do not reveal important aspects of myself in communication with my communication partners» («В общении с [ними] я не могу раскрыться до конца, особенно в том, что является для меня важным») был заменен на «В общении с [ними] я не могу быть до конца откровенным, особенно в том, что является для меня важным», поскольку в ходе когнитивных интервью у респондентов возникли вопросы к слову «раскрыться»: что подразумевается под этим? В каких ситуациях нужно раскрываться? Первый перевод пункта «I do not express the real me when I think it is different from my communication partners’ expectation» («Я не показываю настоящего себя, когда думаю, что не соответствую [их] ожиданиям») был заменен на «Если я думаю, что не соответствую их ожиданиям, то я скрываю настоящего себя» во избежание повторных отрицаний. Перевод пункта «There is a difference between the real me and the impression I give my communication partners about me» («Есть разница между тем, кто я есть, и какое впечатление о себе я оставляю у собеседника») вызвал дискуссию по поводу возможности контролировать впечатления, которые мы оставляем у собеседника, и был заменен на «Есть разница между тем, кто я есть, и какое впечатление о себе я стараюсь произвести на собеседника». В первоначальном переводе пункта «I freely express the real me in communication with my communication partners» («Я могу свободно высказываться и проявлять себя в общении с [ними]») вопросы вызвало выражение «проявлять себя»: респондентам показался не совсем ясным его смысл в контексте коммуникации. В связи с этим русскоязычная формулировка была заменена на «Я могу свободно высказываться и выражать себя в общении с [ними]». Перевод пункта «I feel that my communication partners portray me not based on information» («Я чувствую, что [их] представления обо мне расходятся с фактами») показался респондентам непонятным из-за слова «факты» – к нему возникло множество вопросов: что именно имеется в виду? Какие факты? И так далее. В связи с этим нами было принято решение заменить формулировку на «Я чувствую, что [их] представления обо мне расходятся с реальностью». Очень много вопросов и разногласий вызвал первый перевод пункта «I feel that my communication partners do not realize that I have been changing and still portray me based on my past images» («Мне кажется, что [они] не осознают, что я меняюсь, и считают, что я такой же, какой был когда-то»). Респонденты отмечали, что вопрос сложен для восприятия и интерпретации, так как состоит из двух частей, и не очень понятно, на какую из частей ориентироваться при формулировке ответа. В связи с этим нами было принято решение модифицировать пункт, оставив лишь первую его часть: «Мне кажется, что [они] не осознают, что я меняюсь».
Выборка. В исследовании принял участие 481 человек (54% – женщины) в возрасте от 18 до 71 года (M = 38,69 лет, SD = 11,96). Большинство опрошенных имеют высшее образование: 44% окончили бакалавриат/специалитет, 10% – магистратуру, 1% – аспирантуру/докторантуру. Еще 26% участников исследования имеют среднее специальное образование, 13% – основное общее образование, 5% – начальное профессиональное образование. 76% участников исследования – русские.
Инструментарий. Оригинальная методика Разрывов идентичности (Jung, Hecht, 2004; Graham, Mazer, 2019) включала в себя 22 пункта для измерения воспринимаемого разрыва между личной и предъявляемой идентичностями (personal-enacted identity gap – PEI, 11 пунктов) и для измерения разрывов между личной и реляционной идентичностью (personal-relational identity gap – PRI, 11 пунктов). Для ответов участникам исследования предлагалась 7-балльная шкала, в которой 1 – Совершенно не согласен, а 7 – Полностью согласен.
Для проверки критериальной валидности использовалась методика для измерения разрывов в онлайн- и офлайн-общении (оригинал – Wang, 2020; адаптация на русском языке выполнена в рамках проекта РНФ «Влияние цифровизации на социальный капитал и ценности российского общества» № 19-18-00169). Она измеряет разрыв между личной и предъявляемой идентичностью онлайн- и офлайн-коммуникации и прямо опирается на операционализацию разрывов у И. Юнг и М.Л. Хехта (2004). Эта шкала включала в себя 7 пунктов, например: «Мои статусы и посты в социальных сетях или других платформах для онлайн-общения полны преувеличений и приукрашиваний» (α = 0,87); шкала разрывов в офлайн-общении включала в себя 6 пунктов, например: «Я свободно выражаю свое “настоящее я” в общении со знакомыми, приятелями и друзьями в реальной жизни» (α = 0,8). Для ответов использовалась 7-балльная шкала Ликерта, в которой 1 – Совершенно не согласен, а 7 – Полностью согласен. Согласно нашим ожиданиям, разрывы между личной и предъявляемой/реляционной идентичностями должны соотноситься с разрывами в онлайн- и офлайн-общении, причем взаимосвязь разрывов между личной и предъявляемой идентичностью с разрывами в онлайн- и офлайн-общении должна быть выражена сильнее.
Также критериальная валидность проверялась с помощью шкалы «Принадлежность» из опросника «Удовлетворение базовых психологических потребностей» (Суворова и др., 2023). Шкала включала в себя 8 пунктов, например: «Я чувствую себя одиноким, даже когда вступаю в контакты с людьми» (α = 0,78). Для ответов респонденты использовали 7-балльную шкалу Ликерта, в которой 1 – Совершенно не согласен, а 7 – Полностью согласен. Согласно нашим ожиданиям, разрывы между личной и предъявляемой/реляционной идентичностью должны быть отрицательно связаны с уровнем удовлетворения потребности в принадлежности.
Анализ данных. Анализ данных производился с помощью программной среды R. Факторная структура проверялась с помощью конфирматорного факторного анализа c робастным эстиматором MLR. В качестве пороговых значений использовались следующие показатели: CFI > 0,90, RMSEA < 0,08, SRMR < 0,08 (Kline, 2010). Мы также использовали поисковый анализ графов (Exploratory Graph Analysis) (Golino, Epskamp, 2017) – метод, позволяющий в поисковом режиме оценить эмпирическую структуру данных. Для проверки внутренней согласованности шкал использовались коэффициенты α Кронбаха и ω Макдональда. При проверке конвергентной валидности мы ориентировались на факторные нагрузки, показатели внутренней согласованности шкалы и значения квадратного корня средней извлеченной дисперсии (AVE > 0,50) (Cheung и др., 2024). При оценке дискриминантной валидности мы принимали во внимание отсутствие или наличие перекрестных нагрузок, величину коэффициента корреляции между латентными конструктами и показатели HTMT (Cheung и др., 2024; Henseler и др., 2015). Для проверки критериальной валидности мы оценивали взаимосвязи показателей по субшкалам опросника с показателями разрывов при онлайн- и офлайн-общении (Wang, 2020), а также показателей шкалы Принадлежности из Опросника удовлетворения базовых психологических потребностей (Суворова и др., 2023), используя коэффициент корреляции Спирмена. Проверка инвариантности по полу осуществлялась с помощью мультигруппового факторного анализа.
Результаты
Предварительный анализ. Распределение большинства переменных близко к нормальному (показатели асимметрии и эксцесса расположены в интервале от –1 до 1). Исключение составили 5 переменных, показатели эксцесса которых расположены в интервале от –2 до 2. Пропущенные значения не обнаружены.
Факторная структура. Проверка факторной структуры шкал опросника с помощью конфирматорного факторного анализа свидетельствовала о плохом соответствии модели эмпирическим данным: CFI = 0,64; RMSEA = 0,14; SRMR = 0,14. Поисковый анализ эмпирической структуры опросника с помощью поискового анализа графов указывал на оптимальность 4-факторной структуры, однако визуальный анализ распределения пунктов опросника по латентным конструктам показал, что 4-факторное решение достигается за счет «ухода» обратных (развернутых) пунктов в отдельные факторы. Кроме того, один из пунктов опросника – «Я чувствую, что они знают, каким я был раньше, когда описывают меня» – продемонстрировал слабую нагрузку на все латентные конструкты. После удаления из модели этого пункта, а также всех обратных пунктов модель показала хорошие показатели пригодности: CFI = 0,96; RMSEA = 0,07; SRMR = 0,04. Все пункты опросника продемонстрировали статистически значимые нагрузки в диапазоне от 0,68 до 0,82 (см. табл. 1).
Таблица 1 / Table 1
Описательная статистика и факторные нагрузки
Descriptive statistics and factor loadings
|
Пункты шкалы / Scale items |
Факторная нагрузка / Factor loadings |
M (SD) |
Асимметрия / Skewness |
Эксцесс / Kurtosis
|
|
Разрыв личной и предъявляемой идентичности (PEI), M = 2,92 (SD = 1,44) Personal-enacted identity gap (PEI), M = 2,92 (SD = 1,44)
|
||||
|
3. Общаясь с ними, я противоречу своей истинной натуре |
0,73 |
2,53 (1,72) |
0,90 |
–0,26 |
|
5. Я не могу продемонстрировать себя таким, какой я есть |
0,78 |
2,98 (1,89) |
0,41 |
–1,13 |
|
7. В общении с [ними] я не могу быть до конца откровенным, особенно в том, что является для меня важным |
0,68 |
3,38 (1,93) |
0,25 |
–1,08 |
|
8. Когда я общаюсь с [ними], я перестаю понимать, кто я есть на самом деле |
0,75 |
2,36 (1,66) |
0,94 |
–0,31 |
|
9. Если я думаю, что не соответствую их ожиданиям, то я скрываю настоящего себя |
0,78 |
2,92 (1,82) |
0,52 |
–0,81 |
|
10. Иногда в общении с [ними] я стараюсь казаться не тем, кто я есть |
0,82 |
2,91 (1,84) |
0,54 |
–0,87 |
|
11. Есть разница между тем, кто я есть, и какое впечатление о себе я стараюсь произвести на собеседника |
0,73 |
3,33 (1,83) |
0,21 |
–1,00 |
|
Разрыв личной и реляционной идентичности (PRI), M = 3,53 (SD = 1,51) Personal-relational identity gap (PRI), M = 3,53 (SD = 1,51)
|
||||
|
16. Я не такой, каким видят меня [они] |
0,78 |
3,46 (1,92) |
0,17 |
–1,09 |
|
18. У меня есть ощущение, что у [них] сложилось неправильное представление обо мне |
0,79 |
3,43 (1,85) |
0,19 |
–0,94 |
|
21. Я чувствую, что [их] представления обо мне расходятся с реальностью |
0,81 |
3,61 (1,83) |
0,03 |
–1,01 |
|
22. Я чувствую, что у [них] стереотипное представление обо мне |
0,76 |
3,69 (1,85) |
0,06 |
–0,93 |
|
23. Мне кажется, что [они] не осознают, что я меняюсь |
0,74 |
3,64 (1,76) |
0,02 |
–0,78 |
|
25. Иногда, когда [они] говорят обо мне, мне кажется, что речь идет о ком-то другом |
0,78 |
3,35 (1,84) |
0,25 |
–0,94 |
Примечание: M — среднее значение; SD — стандартное отклонение.
Note: M — mean, SD — standard deviation.
Таким образом, в финальную версию методики вошли 13 пунктов – 7 пунктов для измерения разрывов между личной и предъявляемой идентичностью и 6 пунктов для измерения разрывов между личной и реляционной идентичностью.
Надежность и валидность. Показатели α Кронбаха (0,90 для обеих шкал) и ω Макдональда (0,90 для обеих шкал) свидетельствуют о хорошей внутренней согласованности оцениваемых инструментов. Высокие факторные нагрузки, показатели внутренней согласованности и показатели AVE (0,57 для шкалы разрывов между личной и предъявляемой идентичностями и 0,60 для шкалы разрывов между личной и реляционной идентичностями) указывают на конвергентную валидность шкал. Коэффициент корреляции между латентными конструктами составляет 0,73, что свидетельствует о сильной положительной взаимосвязи между измеряемыми переменными. Однако отсутствие перекрестных нагрузок, показатель HTMT (0,73) и показатели AVE по отношению к коэффициентам корреляции между латентными конструктами указывают на наличие дискриминантной валидности.
Коэффициенты корреляции с переменными номологической сети демонстрируют наличие ожидаемых положительных взаимосвязей с переменными, измеряющими разрывы в онлайн- и офлайн-общении, и ожидаемых отрицательных взаимосвязей с показателями шкалы Принадлежности (см. табл. 2).
Таблица 2 / Table 2
Коэффициенты корреляции Спирмена
Spearman's correlation coefficients
|
Разрывы идентичности / Identity gap |
Гэпы онлайн / Online identity gap |
Гэпы офлайн / Offline identity gap |
Принадлежность / Belonging |
|
Разрыв между личной и предъявляемой идентичностью |
0,56*** |
0,58*** |
–0,43*** |
|
Разрыв между личной и реляционной идентичностью |
0,42*** |
0,44*** |
–0,41*** |
Результаты мультигруппового факторного анализа указывают на наличие метрической и скалярной инвариантности по полу: дельты CFI составили менее 0,005, дельты RMSEA – менее 0,01.
Обсуждение результатов
Полученные результаты расширяют кросс-культурную базу исследований разрывов идентичности и подтверждают универсальность базовой структуры опросника. Так, мы обнаружили и эмпирически поддержали двухфакторную модель с субшкалами – разрыв между личной и предъявляемой идентичностями, разрыв между личной и реляционной идентичностями. Однако, в отличие от оригинального опросника, итоговые русскоязычные версии оказались короче: 7 пунктов для шкалы разрыва между личной и предъявляемой идентичностями и 6 пунктов для субшкалы разрыва между личной и реляционной идентичностями. Сокращение связано с тем, что пункты с обратной формулировкой образовывали отдельный фактор при анализе и ухудшали показатели модели. Исключение таких пунктов повысило однородность шкал и чистоту факторной структуры.
Важно отметить, что схожий эффект полярности формулировок неоднократно фиксировался в других исследованиях, посвященных адаптации и валидизации инструментария. Например, в русскоязычных валидизациях Шкалы воспринимаемого стресса (PSS) по итогам факторного анализа наилучшим оказалось двухфакторное решение, где один фактор формируется прямыми пунктами (дистресс), а второй – обратными (совладание) (Золотарёва, 2023). Зарубежные работы тоже демонстрируют аналогичные результаты. Так, для GHQ-12 показано, что модель с несколькими факторами отражает способы формулировки пунктов (Hankins, 2008). В связи с этим удаление пунктов с обратными формулировками в нашей русскоязычной версии – это методологически обоснованная стратегия, чтобы снизить влияния особенностей формулировки.
Надежность обеих шкал и показатели конвергентной/дискриминантной валидности (HTMT, AVE) соответствовали принятым критериям. Содержательно это согласуется с англоязычными работами, где двухфакторная модель также показывала хорошую структурную состоятельность и предсказательную валидность (Jung, Hecht, 2004; Graham, Mazer, 2019), а расширения до трех факторов (например, дополнительная разработка инструментария и добавление субшкалы разрыва между реляционной и предъявляемой идентичностями в семейных отношениях) трактуются как контекст-специфичные (Kam, Hecht, 2009).
При этом сопоставление с зарубежными исследованиями показывает, что большинство применений шкалы до сих пор выполнено на английском языке с воспроизведением двухфакторной структуры, в то время как детально описанных результатов валидизации именно для переведенных версий практически не представлено. В частности, субшкала разрывов идентичности применялась при исследовании студентов, иммигрантов и мультикультурных групп на английском языке (Amado и др., 2020; Jung и др., 2007; Murray, Kennedy-Lightsey, 2013; Phillips и др., 2018; Daniels, Rittenour, 2018). При этом детальный факторный анализ в силу отсутствия существенных изменений в шкалах публикуется редко, как и подробности о том, были ли адаптированы отдельные пункты или весь опросник. Мы обнаружили только сведения о переводе и адаптации на китайский язык и проверке на выборке международных студентов (Hu и др., 2019). В результате адаптации и факторной проверки структуры инструментария авторами было выявлено также две субшкалы, а количество пунктов было сокращено до 4 и 5 соответственно. На этом фоне наша валидизация на русском языке с представленными результатами по CFA, HTMT и AVE соответствует заявленной в теории и первоисточнике структуре опросника и закрывает важный методологический пробел относительно валидации его в неанглоязычном контексте.
Номинологическая сеть связей русскоязычной версии воспроизводит ожидаемые паттерны. Как и в англоязычных выборках международных студентов и мигрантов (Amado и др., 2020), более выраженные разрывы идентичности у нас оказались связаны с неблагополучием в социальном функционировании: мы зафиксировали положительные корреляции с близкими по содержанию конструктами «разрывов между личной и предъявляемой идентичностями в онлайн- и офлайн-общении» (Wang, 2020) и отрицательные корреляции с показателями «Принадлежности» из «Опросника удовлетворения базовых психологических потребностей» (Суворова и др., 2023). Эти результаты согласуются с Коммуникативной теорией идентичности: межуровневые рассогласования подрывают стабильность самоидентификации и чувство принадлежности, переходя в коммуникативные трудности и дистресс (Jung, Hecht, 2004).
Наконец, была установлена инвариантность по полу. Иными словами, структура шкалы одинакова у женщин и мужчин, вклад каждого утверждения в итоговый показатель не отличается между группами, а исходные уровни ответов по этим утверждениям сопоставимы. Следовательно, сравнение средних значений между полами в будущих исследованиях с применением этой шкалы будет корректно: обнаруженные различия будут отражать реальные групповые различия, а не особенности работы инструмента. Принятые пороговые критерии соответствуют рекомендациям по проверке инвариантности (Chen, 2007).
Заключение
Данное исследование было посвящено адаптации и психометрической валидизации русскоязычной версии шкалы разрывов идентичности, предложенной М.Л. Хехтом и И. Юнг. Результаты проведенного анализа подтверждают пригодность адаптированной русскоязычной версии данного инструмента.
Полученные в результате исследования данные подтверждают двухфакторную модель с субшкалами «разрыв между личной и предъявляемой идентичностями» (Personal-Enacted Identity Gap Scale), «разрыв между личной и реляционной идентичностями» (Personal-Relational Identity Gap Scale). Показатели надежности и конвергентной/дискриминантной валидности адаптированного инструмента соответствуют принятым критериям, а также была установлена инвариантность по полу.
Результаты исследования говорят о том, что адаптированную шкалу можно использовать в исследовательских целях, а также как инструмент для диагностики и оценки эффективности интервенций, направленных на снижение разрывов идентичности, в том числе в рамках психотерапии, коучинга или кризисной коммуникации.
Ограничения. Ограничения данного исследования связаны с несколькими особенностями выборки. Во-первых, выборка является однородной по ключевым демографическим параметрам. Основная часть участников (76%) – русские, большинство имеют высшее образование, возраст варьируется, но средний показатель составляет 38,69 лет. Это ограничивает обобщаемость результатов на другие этнические группы, людей с низким уровнем образования или более молодую/пожилую популяцию. Во-вторых, хотя была проверена инвариантность по полу, не проводилась проверка инвариантности по другим значимым переменным, таким как возраст, уровень образования, этническая принадлежность или культурный контекст, в связи с однородностью этих показателей в выборке. Устойчивость двухфакторной структуры нуждается в проверке на других выборках.
Кроме того, к ограничениям можно отнести то, что опросник адаптирован и протестирован в общем контексте межличностного общения. Он не был специфически адаптирован и проверен для использования в конкретных контекстах, таких как семейные отношения, рабочая среда, медицинское взаимодействие или онлайн-сообщества, хотя критериальная валидность частично проверялась через шкалы онлайн/офлайн-разрывов. Результаты могут не полностью отражать динамику разрывов идентичности в специфических коммуникативных контекстах, что является наиболее распространенным ограничением исследований коммуникации, не учитывающим важную роль контекста взаимодействия.
С целью преодоления указанных ограничений дальнейшие исследования могут быть направлены на тестирование данной шкалы на более разнообразных выборках: разных этнических группах (включая коренные народы, мигрантов), людях с различным уровнем образования, представителях различных возрастных когорт (подростки, пожилые), а также жителях разных регионов России. Кроме того, видится целесообразным адаптация и валидизация шкалы для применения в специфических коммуникативных контекстах: межкультурная коммуникация, здравоохранение, деловая коммуникация и пр.
Limitations. The limitations of this study relate to several features of the sample. First, the sample is homogeneous in key demographic variables. Most participants (76%) are Russian, the majority have a university degree, and age varies, but the average is 38,69 years. This limits the generalizability of the results to other ethnic groups, people with lower levels of education, or younger/older populations. Second, although gender invariance was tested, invariance was not tested for other relevant variables such as age, education level, ethnicity, or cultural background due to the homogeneity of these variables in the sample. The stability of the two-factor structure should be verified on other samples.
Additionally, limitations include the fact that the questionnaire was adapted and tested in the general context of interpersonal communication. It was not specifically adapted and tested for use in specific contexts such as family relationships, work environments, medical interactions, or online communities, although criterion validity was partially tested through online/offline gap scales. The results may not fully reflect the dynamics of identity gaps in specific communication contexts, which is the most common limitation of communication studies that do not consider the important role of the interaction context.
To overcome these limitations, further research can be aimed at testing this questionnaire on more diverse samples: different ethnic groups (including indigenous peoples, migrants), people with different levels of education, representatives of different age cohorts (teenagers, the elderly), as well as residents of different regions of Russia. In addition, it seems appropriate to adapt and validate the questionnaire for use in specific communication contexts: intercultural communication, healthcare, business communication, etc.