Адаптация шкалы коллективного нарциссизма на российской выборке

Цель. Адаптация методики, позволяющей оценить уровень коллективного нарциссизма человека.Контекст и актуальность. В современной России существует проблема большой социальной дистанции и распространенности предрассудков в отношении различных меньшинств в обществе. Коллективный нарциссизм — важный элемент отношений между группами, так как именно он связан с аутгрупповой враждебностью при высокой степени ингрупповой идентификации.Дизайн исследования. Исследование проводилось в формате анкеты в два этапа. На первом и втором этапах в анкету были включены адаптированная шкала коллективного нарциссизма и различные корреляты данного конструкта.Участники. Исследование включало две выборки (для первого и второго этапов соответственно). В первую выборку вошли 260 респондентов (средний возраст 36,8 лет; 43% — мужчины). Во вторую — 1011 респондентов (средний возраст 35,1 лет; 47% ­— мужчины).Методы (инструменты). Для обработки и анализа данных были использованы эксплораторный и конфирматорный факторные анализы, коэффициент альфа Кронбаха и корреляционный анализ. Для обработки данных использовалось программное обеспечение R Studio.Результаты. Хорошие результаты конфирматорного факторного анализа указывают на наличие надежности-согласованности методики. Также была проведена оценка внешней валидности данной методики, в результате которой мы получили подтверждение данного вида валидности.Основные выводы. Адаптированная методика является надежной и валидной и может использоваться в исследовательских целях.

Введение

Одной из наиболее влиятельных теорий современной социальной психологии является теория социальной идентичности Г. Тэджфела. Она утверждает, что при участии во внутри— и межгрупповых взаимодействиях человек предстает как член какой-либо социальной группы. Осознание этого членства вместе с приписываемой ему эмоциональной значимостью составляют социальную идентичность человека, входящую в общую Я-концепцию [37]. Группы, с которыми человек себя идентифицирует, называются ингруппами, в то время как все остальные группы являются для него аутгруппами. Люди стремятся поддерживать позитивную идентичность, ради этого они прибегают к различным стратегиям, одна из которых — аутгрупповая враждебность.

Согласно существующим теориям, межгрупповая враждебность зависит от силы групповой идентификации, поскольку индивиды с высокой степенью ее выраженности чаще замечают межгрупповые угрозы [7; 38] и склонны быть более восприимчивыми ко всему, что может навредить образу ингруппы (например, к критике) [11]. При этом множество эмпирических исследований демонстрировали иные результаты: взаимосвязь между силой ингрупповой идентификации и воспринимаемой межгрупповой угрозой непоследовательна и довольно слаба [31], а взаимосвязь между силой ингрупповой идентификации и межгрупповой враждебностью в среднем стремится к нулю [26; 30]. Наличие этих противоречий подчеркнуло необходимость выявления новых факторов, которые могли бы быть одновременно связаны и с высокими уровнями межгрупповой враждебности, и с высоким уровнем групповой идентификации. Таким фактором, первоначально предложенным А. Голек де Завала и коллегами [18] для объяснения тенденции к аутгрупповой агрессии с целью достижения положительной социальной идентичности, выступил конструкт коллективного нарциссизма — убежденности индивидов в том, что ингруппа является исключительной и имеет право на привилегированное обращение.

Коллективный нарциссизм связан с различными проявлениями положительной оценки ингруппы и негативной оценки аутгруппы. Обычно люди склонны хорошо оценивать свою ингруппу, но при этом они способны формировать позитивное отношение и к аутгруппам и не обязательно будут демонстрировать сильный ингрупповой фаворитизм в сочетании с аутгрупповой враждебностью, в то время как нарциссы формируют по отношению к ним исключительно враждебные аттитюды [17; 21; 29]. Показано, что при контроле связи коллективного нарциссизма и позитивной оценки ингруппы сама по себе позитивная самооценка перестает предсказывать аутгрупповую враждебность, в то время как ее начинает предсказывать коллективный нарциссизм. То есть именно коллективный нарциссизм, а не просто позитивное представление о группе, как и предполагали авторы теории, является предиктором аутгрупповой враждебности. При этом имплицитно люди с выраженным коллективным нарциссизмом могут и не разделять позитивного представления о группе и на самом деле обладать характерной и для индивидуальных нарциссов низкой самооценкой [18; 19]. Коллективный нарциссизм по сути является «продолжением» индивидуального нарциссизма на уровне групповой социальной идентичности — для него характерны чрезмерная любовь к ингруппе и преувеличенное представление о ее величии, которые требуют постоянного внешнего подтверждения [18]. А. Голек де Завала и коллеги утверждают, что механизмы, благодаря которым два типа нарциссизма связывают враждебность с положительной социальной идентичностью, одинаковы. Индивидуальные нарциссы имеют преувеличенное представление о собственном эго и прибегают к межличностной агрессии с целью его защиты, аналогичным образом коллективные нарциссы прибегают к межгрупповой, но уже для защиты образа группы.

При этом авторы делают акцент на эмоциональном вкладе людей в нереалистичное представление о величии их ингруппы [18]. Такие представления не только требуют постоянного подкрепления извне, но и особенно уязвимы к критике. Из-за этого нарциссы склонны интерпретировать действия других как враждебные и «подрывающие» положение группы (и представления о ее положении и величии), соответственно, они реагируют на это аутгрупповой враждебностью. Таким образом, коллективно-нарциссические убеждения о том, что право на исключительность ингруппы находится под угрозой, мотивируют индивидов к проявлению аутгрупповой агрессии как одного из способов защиты самооценки и позитивной идентичности.

Авторы предполагают, что коллективный нарциссизм может не только являться продолжением индивидуального нарциссизма (и быть, соответственно, характерным для людей с высокими уровнями индивидуального нарциссизма), но и складываться вне зависимости от него в тех случаях, когда группа ставится в центр внимания, действий и эмоциональных переживаний индивида [18].

Важно отметить, что этот конструкт является ключевым фактором, связывающим высокие уровни ингрупповой идентификации с аутгрупповой враждебностью. Соответственно, адаптация методики коллективного нарциссизма на российской выборке позволит более эффективно изучать специфику межгрупповых отношений в России. В частности, особый интерес представляют феномены аутгрупповой враждебности у россиян по отношению к большому спектру групп: меньшинствам (например, к гомосексуалам), трудовым мигрантам, к которым у россиян в той или иной степени проявляется негативное отношение [4; 5], представителям других национальностей. Наконец, эта методика позволит более комплексно изучать в российском контексте различные формы дискриминации (например, сексизм, антисемитизм, гомофобия). Оригинальная методика содержит 9 утверждений.

Исследования с конструктом коллективного нарциссизма

Поскольку коллективный нарциссизм был использован для объяснения тенденции к аутгрупповой враждебности, он часто изучается в связи с различными феноменами межгрупповых отношений.

Прежде всего, исследования показывают, что в целом большинство ситуаций межгрупповых отношений интерпретируются коллективными нарциссами как знаки неуважения, критики или неодобрения ингруппы [21]. Это происходит, потому что коллективные нарциссы заинтересованы в том, чтобы их группа рассматривалась другими не как равная, а как более привилегированная. Однако в силу преувеличенности представления об ингрупповом величии практически никакое внимание или признание не будет выглядеть для них достаточным. В связи с этим среди них сильно выражено представление о злонамеренности других групп: коллективные нарциссы склонны к вере в теории заговора [10], к повышенной чувствительности к оскорблениям (например, воспринимаемому отвержению группы, шуткам в сторону авторитетов и т.д.) и критике ингруппы разного рода [21; 22].

Одними из подходящих реакций на воспринимаемые аутгрупповые угрозы являются агрессия и враждебность по отношению к другим группам как средства защиты позитивного образа ингруппы [18]. Так, коллективный нарциссизм положительно коррелирует с нежеланием прощать аутгруппы [24], особенно если в прошлом с ними была история конфликтов [18]. Кроме того, его средние и высокие уровни связаны с негативными аттитюдами и дискриминационным поведением в отношении национальных меньшинств: беженцев [12] и иммигрантов, если считается, что они представляют угрозу для ингруппы [28]. При этом коллективный нарциссизм может быть связан также с сексизмом и гомофобией, если прототип ингруппы — гетеросексуальный мужчина [21]. В целом нарциссы скорее мотивированы на жестокие и ненормативные действия [21], а в случае идентификации с более высокостатусными группами именно коллективный нарциссизм негативно связан с коллективными действиями в поддержку непривилегированных групп [23]. Наконец, коллективный нарциссизм положительно связан с межгрупповой агрессией и поддержкой военной агрессии [18].

Любопытно, что на групповом уровне коллективный нарциссизм может приводить к эффекту исключения из ингруппы (the ingroup overexclusion effect) из-за того, что нарциссы обладают очень конкретным и от этого узким определением «истинного» члена группы [21]. Таким образом, коллективные нарциссы видят угрозу не только в аутгруппах, но и в некоторых представителях ингруппы. Одно из возможных объяснений состоит в том, что, будучи групповым феноменом, коллективный нарциссизм все-таки ориентирован на личную выгоду нарцисса, которому хочется быть частью сильной группы [21].

Несмотря на то, что коллективный нарциссизм успешно изучается в отношении множества разных групп, особый интерес представляют исследования, связанные с национальными группами и политическими воззрениями [8]. Так, коллективный нарциссизм связан с поддержкой популистских лидеров и партий, ориентацией на социальное доминирование и правым авторитаризмом [9]. Кроме того, он сильно связан с национализмом [21].

Таким образом, с конструктом коллективного нарциссизма связано большое количество феноменов межгрупповых отношений, таких как аутгрупповая агрессия и враждебность, дискриминационные аттитюды и поведение (в том числе сексизм, гомофобия), а также идеологические верования в виде поддержки популизма, ориентации на социальное доминирование и правый авторитаризм. Кроме того, некоторые авторы считают, что коллективный нарциссизм, хоть и не является прямо связанным с индивидуальным нарциссизмом, все равно является по своей сути индивидуальным, так как ориентирован на получение коллективным нарциссом личной выгоды от членства в привилегированной группе.

Методика измерения коллективного нарциссизма

Методика коллективного нарциссизма была разработана А. Голек де Завала и коллегами [18] с опорой на определение конструкта и существующие опросники для измерения индивидуального нарциссизма. Авторами были использованы утверждения, которые соответствуют ключевым аспектам индивидуального нарциссизма, но при этом могут быть перенесены на групповой уровень. Были использованы суждения о воспринимаемой исключительности, превосходстве и недостаточности признания («Not many people seem to fully understand the importance of my group»), авторитете над другими («I wish other groups would more quickly recognize the authority of my group»), необходимости быть в центре внимания («I insist upon my group getting the respect that is due to it») и чувствительности к критике («It really makes me angry when others criticize my group»). Первый вариант шкалы содержал 23 утверждения. Для проверки факторной структуры шкалы авторы провели эксплораторный факторный анализ. Результаты подтвердили однофакторную шкалу, однако шкала в изначальном варианте показала плохое соответствие данным (χ2 (231)=780,23, RMSEA=0,09, CFI=0,57), в связи с чем было принято решение сократить список утверждений до 9. Были отобраны суждения, оцененные экспертами как релевантные и валидные и имеющие факторные нагрузки выше 0.58. Новая модель показала хорошее соответствие данным при апробации на британской (χ2 (23)=47,22, RMSEA=0,06, CFI=0,97) и польской (χ2 (22)=42,21, RMSEA=0,06, CFI=0,95) выборках. Также на обеих выборках была показана высокая надежность шкалы: 0,74 — на польской выборке, 0,82 — на британской выборке.

Шкала коллективного нарциссизма доказала свою эффективность в многочисленных исследованиях различных групп: этнических и религиозных [18], профессиональных организаций [15], футбольных команд [27], студентов университета [17; 19] и т.д. Во всех исследованиях были выявлены схожие прогностические результаты относительно межгрупповых аттитюдов [20]. Однако чаще всего коллективный нарциссизм оценивался в рамках национальных групп, в том числе и на этапе разработки методики [18].

Таким образом, шкала коллективного нарциссизма является удобным и надежным психодиагностическим инструментом и широко используется зарубежными коллегами в исследованиях различных феноменов межгрупповых отношений. Ее адаптация позволит значительно расширить область исследований межгрупповых отношений в России. В рамках адаптации было проведено два исследования с целью проверки основных психометрических показателей методик, в ходе которых были произведены их первичная оценка, корректировка и последующая оценка на репрезентативной стратифицированной выборке.

Программа исследования 1

Цель исследования 1 — первичная проверка психометрических параметров адаптированного варианта шкалы коллективного нарциссизма на российской выборке. Исследование проводилось в формате онлайн-опроса, размещенного на платформе 1kaSurvey. Сбор респондентов производился посредством сервиса Яндекс.Толока, за участие в исследовании полагалось вознаграждение. Перед заполнением основной анкеты все респонденты предоставили информированное согласие на участие в исследовании.

Выборка. В исследовании приняли участие 260 человек в возрасте от 18 до 65 лет (M=36,83, SD=10,36). Среди них 113 (43,4%) мужчин (M=34,86, SD=9,59) и 147 (56,6%) женщин (M=38,34, SD=10,7). Большая часть выборки (55%) имела высшее образование, 18% респондентов имели среднее специальное образование, 10% имели незаконченное высшее образование либо обучались на момент прохождения опроса, 8% имели среднее образование, 8% — два и более высших образования. Большинство респондентов (90%) определило свою этническую принадлежность как русские.

Процедура. Инструментарий первого этапа (оценка внешней структуры и надежности) включал адаптированные вопросы шкалы коллективного нарциссизма [18] и ковариаты. Утверждения шкалы коллективного нарциссизма были переведены на русский язык двумя экспертами независимо друг от друга. Далее были утверждены варианты переводов, проведены когнитивные интервью и веб-пробинг. Когнитивное интервью проходило в три этапа, на каждом этапе опрашивалось по 4 случайных человека. Задавались три пробы: аргументация выбора ответа, понимание и парафраз. В результате интервью суждение «Я не буду доволен, пока россияне не получат признание, которого они заслуживают» было заменено на «Я буду доволен только тогда, когда мы, россияне, получим признание, которого заслуживаем», суждение «Лишь немногие люди полностью понимают значимость россиян» — на «Лишь немногие люди по-настоящему понимают значимость россиян», а к суждению «Я настаиваю, чтобы россияне получали должное уважение» добавилась фраза «от других людей». Последующий веб-пробинг (N=22) показал, что суждения хорошо понимаются респондентами и обладают очевидной валидностью. После этого был утвержден финальный вариант русскоязычной шкалы, включающий 9 суждений (см. Приложение).

Инструментарий

На основе теоретического обзора в качестве ковариатов, необходимых для проверки валидности шкалы, в анкету были включены следующие методики:

Ориентация на социальное доминирование — измерялась 10 суждениями, например, «Одни группы людей лучше, чем другие» (α=0,84) [3]. Каждое суждение нужно было оценить по шкале от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен).

Ингрупповая идентификация — измерялась с помощью укороченной русскоязычной версии, включающей 4 суждения: «Я рад, что являюсь частью группы “россияне”», «Я думаю, что россиянам есть чем гордиться», «Мне приятно быть частью группы “россияне”» и «Принадлежность к россиянам делает меня счастливым» (α=0,93) [1]. Каждое суждение нужно было оценить по шкале от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен).

Уровень личной самооценки — измерялся с помощью суждения «У меня высокая самооценка», которое также нужно было оценить по шкале от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен).

Обработка данных. Для оценки структурной валидности шкалы был применен конфирматорный факторный анализ (КФА). Анализ проводился при помощи r-пакета lavaan [32]. Был использован робастный подход к расчету индексов соответствия. Для оценки качества модели использовались следующие показатели: отношение хи-квадрата к числу степеней свободы (χ2/df), среднеквадратическая ошибка аппроксимации (RMSEA), сравнительный индекс соответствия (CFI), индекс Такера-Льюиса (TLI), стандартизованный корень среднеквадратического остатка (SRMR). Значения RMSEA<0,06 и SRMR≤0,08; TLI≥0,95 [34]; CFI≥0,95 и χ2/df<3 [25] обычно принимаются как индикаторы хорошего качества модели [16].

Результаты

Изначальная теоретическая модель продемонстрировала плохое соответствие эмпирическим данным. Для коррекции модели в нее была добавлена ковариация остатков между суждениями 8 («Лишь немногие люди по-настоящему понимают значимость россиян») и 9 («Люди часто не понимают истинную ценность россиян») (0,63). Данная ковариация имеет логичные основания, так как суждения имеют идентичный смысл и сформулированы в едином ключе. Результаты КФА для изначальной и скорректированной модели представлены в табл. 2. Можно увидеть, что скорректированная модель демонстрирует хорошее соответствие эмпирическим данным.

Можно видеть, что шкала обладает отличной внутренней согласованностью, а также сбалансированным распределением баллов (M=3,64; SD=1,08; Median=3,67, Min=1, Max=6, α=0,90). В табл. 1 приведена описательная статистика утверждений. Как видно из данных, утверждения имеют разные особенности распределения. Так, суждения 1, 3 и 4 обладают левосторонней асимметрией, то есть респонденты скорее склонны соглашаться с ними. Коэффициент асимметрии для суждений 5, 6, 7, 8 и 9 довольно мал, что говорит о распределении, близком к симметричному. Суждение 2 обладает правосторонней асимметрией — респонденты склонны не соглашаться с ним. Большинство утверждений имеют отрицательный и большой по модулю эксцесс, что указывает на низкое и пологое распределение с очень большим стандартным отклонением, где большое количество респондентов имеют как низкие, так и высокие баллы. Такое распределение, даже если оно симметрично, нельзя назвать нормальным. Суждение 7 имеет невысокую корреляцию с общей шкалой, поскольку является обратным. Тем не менее его наличие не ухудшает показатели модели.

В табл. 3 представлены результаты корреляционного анализа полученной шкалы и ковариатов. Все корреляции являются значимыми и подтверждают теоретические предположения о месте коллективного нарциссизма в номологической сети: обнаружена положительная связь с ориентацией на социальное доминирование, самооценкой и ингрупповой идентификацией. Поскольку по модулю корреляции являются умеренными и умеренно-слабыми, можно утверждать, что конструкт коллективного нарциссизма обладает собственной дисперсией и не является дубликатом уже существующих связанных конструктов.

Программа исследования 2

Цель исследования 2 — полноценная апробация шкалы коллективного нарциссизма на репрезентативной стратифицированной по полу и возрасту выборке россиян. Этот этап включал в себя исследование связи шкалы с дополнительными ковариатами, анализ функционирования каждого суждения при помощи описательных статистик, а также проверку инвариантности по полу.

Выборка. В исследовании была использована репрезентативная выборка из 1011 человек в возрасте от 18 до 70 лет (M=35,10, SD=11,94). Среди них 485 мужчин (M=34,79, SD=11,59) и 526 женщин (M=35,39, SD=12,26). Большая часть выборки (56%) имела высшее образование, 22% респондентов имели среднее специальное образование, 12% — незаконченное высшее образование либо обучались на момент прохождения опроса и 9% — среднее образование.

Процедура. Была использована шкала из 9 суждений, предварительно проверенная в исследовании 1. Процедура исследования соответствует процедуре в исследовании 1. Для проверки конструктной валидности были использованы как методики, уже использовавшиеся в исследовании 1 (шкала ориентации на социальное доминирование (α=0,78)) [3], так и дополнительные методики: шкала правого авторитаризма (α=0,88) [6], национализма (α=0,81) [2] и открытости новому опыту (α=0,80) [35]. Также респондентам было предложено ответить на вопросы относительно их готовности к участию в трех разных формах протеста: уличных акциях (демонстрациях, пикетах, маршах, митингах), подписании коллективных обращений и петиций, а также создании и участии в общественных движениях, партиях. Респонденты выражали свою готовность при помощи шкалы от 1 до 5, где 1 — совершенно не готов, а 5 — полностью готов.

Результаты

Шкала продемонстрировала высокую внутреннюю согласованность (α=0,89). В табл. 4 приведена описательная статистика утверждений. Как видно из данных, утверждения имеют разные особенности распределения. Так, суждения 1, 8 и 9 обладают левосторонней асимметрией, то есть респонденты скорее склонны соглашаться с ними. Однако коэффициент асимметрии для суждения 8 и 9 довольно мал, что говорит о распределении, близком к симметричному. Суждения 2, 3, 5, 6 и 7, напротив, обладают правосторонней асимметрией — респонденты склонны не соглашаться с ними. Распределение для суждения 4, согласно коэффициенту, очень близко к симметричному. Большинство утверждений имеют отрицательный и большой по модулю эксцесс, что указывает на низкое и пологое распределение с очень большим стандартным отклонением, где большое количество респондентов имеют как низкие, так и высокие баллы. Такое распределение, даже если оно симметрично, нельзя назвать нормальным.

Структурная валидность была проверена теми же методами, что и в исследовании 1. Как видно из табл. 4, данные не удовлетворяют требованиям множественной нормальности, поэтому для расчета индексов соответствия в КФА был применен робастный подход при помощи метода MLR. Изначальная теоретическая модель продемонстрировала плохое соответствие эмпирическим данным: χ2 (53)=421,484, RMSEA=0,120 [90% CI: [0,112; 0,129], CFI=0,882, TLI=0,843, SRMR=0,053. Анализ индексов модификации показал, что, аналогично исследованию 1, существует высокая ковариация между суждениями 8 и 9. Добавление этой ковариации сильно улучшило показатели модели: χ2 (53)=127,438, RMSEA=0,062 [90% CI: [0,053; 0,072], CFI=0,970, TLI=0,958, SRMR=0,030. Кроме того, при помощи индексов модификации была обнаружена ковариация между суждениями 3 и 4. Поскольку эти суждения обладают семантической и смысловой схожестью, их ковариация была добавлена в модель. Скорректированная модель (см. рис.) демонстрирует хорошее соответствие эмпирическим данным: χ2 (52)=84,051, RMSEA=0,048 [90% CI: [0,038; 0,059], CFI=0,982, TLI=0,975, SRMR=0,027. Для визуализации полученной модели использовался r-пакет semPlot [13].

Как видно из рис., суждение 7 плохо нагружается на исследуемый фактор и, соответственно, обладает большой ошибочной дисперсией. Это может быть объяснено тем, что суждение является обратным. Как правило, это вызывает затруднения у респондентов и ведет к «выпадению» суждения из шкалы и сильному ухудшению параметров модели [33; 36]. Тем не менее в данном случае наличие этого суждения не ухудшает показателей модели.

Для проверки инвариантности структуры шкалы среди социодемографических групп был проведен мультигрупповой конфирматорный факторный анализ (МКФА). Инвариантность шкалы оценивалась на трех уровнях: структурная (идентичность структуры шкалы в разных группах), метрическая (идентичность факторных нагрузок суждений шкалы в разных группах) и скалярная (идентичность уровня «сложности» суждений в разных группах/идентичность смысла суждений для оцениваемого конструкта). В качестве групп для сравнения были выбраны мужчины и женщины. В качестве критерия для доказательства инвариантности была принята разница в CFI. Для инвариантной шкалы она не должна превышать 0.01 [14]. По результатам, представленным в табл. 5, можно утверждать, что шкала демонстрирует полную инвариантность (структурную, метрическую и скалярную) по признаку пола.

Результаты проверки конвергентной и дискриминативной валидностей представлены в табл. 6. Конвергентная валидность подтверждается связями шкалы с правым авторитаризмом (r(1009)=0,60, p<0,001), ориентацией на социальное доминирование (r(1009)=0,21, p<0,001) и национализмом (r(1009)=0,67, p<0,001); дискриминантная — отсутствием связи с открытостью новому опыту (r(1009)=0,01, p=0,62).

Обсуждение результатов

В данной статье представлена адаптация на русский язык методики оценки коллективного нарциссизма. Было проведено два исследования: пилотная проверка психометрических параметров и полноценное апробационное исследование на репрезентативной выборке. Оригинальная адаптированная версия методики продемонстрировала неудовлетворительное соответствие исходным данным в обоих исследованиях. Однако добавление логичных и обоснованных ковариаций в модель позволило добиться полного соответствия оригинальной версии эмпирическим данным.

В рамках исследования 1 были проверены внутренняя согласованность, структурная и конструктная валидности шкалы, а также произведен расчет описательных статистик для каждого суждения методики. Предложенная модель с адаптированными суждениями демонстрирует хорошее соответствие данным и высокую внутреннюю согласованность. Добавленные ковариации между ошибками суждений 8 и 9 логичны и обоснованы, так как суждения обладают семантическим сходством и измеряют один и тот же аспект конструкта. Конструктная валидность подтверждена полученными значимыми теоретически обоснованными корреляциями.

Результаты, полученные в исследовании 2, подтверждают результаты пилотного исследования. Оригинальная шкала показала отличное соответствие эмпирическим данным без вмешательства в структуру и с минимальными логически обоснованными статистическими модификациями. Важно отметить, что обратное суждение из оригинальной методики осталось в шкале, что является редким случаем для адаптации шкал на русский язык. Кроме того, результаты позволяют убедиться в полной инвариантности структуры шкалы по полу. Это говорит о возможности сравнивать уровень нарциссизма у мужчин и женщин. Однако в будущих исследованиях требуется дальнейшая проверка инвариантности по другим группам, которые важны для сравнения по уровню коллективного нарциссизма.

Заключение

Описанные в статье результаты указывают на то, что методика оценки коллективного нарциссизма может быть использована в будущих исследованиях как надежный и устойчивый инструментарий. Изучение коллективного нарциссизма в связке с другими переменными, касающимися межгрупповых отношений, позволит исследователям глубже понять природу межгрупповых конфликтов, социальной дистанции и широкой распространенности предрассудков в российском обществе и, возможно, сформулировать позитивную программу по улучшению этой ситуации.

Таблица 1

Описательная статистика по суждениям методики и корреляции пунктов с общими показателями

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

Таблица 2

Результаты конфирматорного факторного анализа

Примечание: χ2 — критерий хи-квадрат; df — число степеней свободы; RMSEA — среднеквадратическая ошибка оценки; SRMR — стандартизированный корень среднеквадратического остатка; CFI — показатель сравнительного соответствия; TLI — ненормированный показатель соответствия; AIC — информационный критерий Акайке.

Таблица 3

Матрица корреляций, описательные статистики и надежность используемых шкал

Примечание: M — среднее; SD — стандартное отклонение; α — альфа Кронбаха; * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001.

Описательная статистика по суждениям методики и корреляции пунктов
с общими показателями

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

Рис. Модель измерения коллективного нарциссизма с факторными нагрузками

Результаты мультигруппового факторного анализа

Примечание: χ2 — критерий хи-квадрат; df — число степеней свободы; RMSEA — среднеквадратическая ошибка оценки; SRMR — стандартизированный корень среднеквадратического остатка; CFI — показатель сравнительного соответствия; TLI — ненормированный показатель соответствия; AIC — информационный критерий Акайке; BIC — информационный критерий Байеса.

Таблица 6

Матрица корреляций, описательные статистики и надежность используемых шкал

Примечание: M — среднее; SD — стандартное отклонение; α — альфа Кронбаха; * p<0,05; ** p<0,01; *** p<0,001.

Приложение

Шкала коллективного нарциссизма

1. Я хотел бы, чтобы другие группы признавали авторитет россиян.

2. Россияне заслуживают особого отношения.

3. Я буду доволен только тогда, когда мы, россияне, получим признание, которого заслуживаем.

4. Я настаиваю, чтобы россияне получали должное уважение от других людей.

5. Меня очень злит, когда другие люди критикуют россиян.

6. Если бы россияне имели больше влияния, мир стал бы лучше.

7. Я не расстраиваюсь, когда люди не замечают достижений россиян. (обратное)

8. Лишь немногие люди по-настоящему понимают значимость россиян.

9. Люди часто не понимают истинную ценность россиян.

 

1. Агадуллина Е.Р., Ловаков А.В. Модель измерения ингрупповой идентификации: проверка на российской выборке // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2013. Т. 10. № 4. С. 143—157.
2. Григорян Л.К., Лепшокова З.Х. Эмпирическая модель взаимосвязи гражданской идентичности и установок по отношению к иммигрантам с экономическими представлениями россиян // Социальная психология и общество. 2012. Т. 3. № 2. С. 5—20.
3. Гулевич О.А., Агадуллина Е.Р., Хухлаев О.Е. Одобрение групповой иерархии: русскоязычная версия шкалы для измерения ориентации на социальное доминирование // Психология. Журнал ВШЭ. 2018. № 3. URL: https://cyberleninka.ru/article/n/odobrenie-gruppovoy-ierarhii-russkoyazychnaya-versiya-shkaly-dlya-izmereniya-orientatsii-na-sotsialnoe-dominirovanie (дата обращения: 10.06.2021).
4. Отношение к трудовым мигрантам (опубликовано 28.04.2017) [Электронный ресурс]. URL: https://www.levada.ru/2017/04/28/otnoshenie-k-trudovym-migrantam/ (дата обращения: 10.06.2021).
5. Почти половина россиян выступила за равные права для геев (опубликовано 23.05.2019) [Электронный ресурс]. URL: https://www.levada.ru/2019/05/23/pochti-polovina-rossiyan-vystupila-za-ravnye-prava-dlya-geev/ (дата обращения: 10.06.2021).
6. Черткова Ю.Д., Егорова М.С., Паршикова О.В., Ржанова И.Е. Авторитарность как компенсаторная характеристика // Психологические исследования. 2017. Т. 10. № 56. С. 11. URL: http://psystudy.ru (дата обращения: 10.06.2021).
7. Branscombe N.R., Wann D.L. Collective self-esteem consequences of outgroup derogation when a valued social identity is on trial // European Journal of Social Psychology. 1994. Vol. 24. № 6. P. 641—657. DOI:10.1002/ejsp.2420240603
8. Cichocka A., Cislak A. Nationalism as collective narcissism // Current Opinion in Behavioral Sciences. 2020. № 34. P. 69—74. DOI:10.1016/j.cobeha.2019.12.013
9. Cichocka A., Dhont K., Makwana A.P., Back M. On self—love and outgroup hate: Opposite effects of narcissism on prejudice via social dominance orientation and right—wing authoritarianism // European Journal of Personality. 2017. Vol. 31. № 4. P. 366—384.
10. Cichocka A., Marchlewska M., Golec de Zavala A., Olechowski M. ‘They will not control us’: Ingroup positivity and belief in intergroup conspiracies // British journal of psychology. 2016. Vol. 107. № 3. P. 556—576. DOI:10.1111/bjop.12158
11. Corenblum B., Stephan W.G. White fears and native apprehensions: An integrated threat theory approach to intergroup attitudes // Canadian Journal of Behavioural Science / Revue canadienne des sciences du comportement. 2001. Vol. 33. № 4. P. 251—268. DOI:10.1037/h0087147
12. Dyduch-Hazar K., Mrozinski B., Golec de Zavala A. Collective narcissism and in-group satisfaction predict opposite attitudes toward refugees via attribution of hostility // Frontiers in psychology. 2019. № 10. P. 1901.
13. Epskamp S. semPlot: Unified visualizations of structural equation models // Structural Equation Modeling. 2015. Vol. 22. № 3. P. 474—483. DOI:10.1080/10705511.2014.937847
14. Fischer R., Karl J.A. A Primer to (Cross-Cultural) Multi-Group Invariance Testing Possibilities in R // Frontiers in psychology. 2019. Vol. 10. P. 1507. DOI:10.3389/fpsyg.2019.01507
15. Galvin B.M., Lange D., Ashforth B. Narcissistic organizational identification: Seeing oneself as central to the organization’s identity // Academy of Management Review. 2015. Vol. 40. № 2. P. 163—181. DOI:10.5465/amr.2013.0103
16. Gatignon H. Confirmatory Factor Analysis. In Statistical Analysis of Management Data. New York, NY: Springer, 2010. P. 59—122. DOI:10.1007/978-1-4419-1270-1_4
17. Golec de Zavala A., Cichocka A., Bilewicz M. The paradox of in-group love: differentiating collective narcissism advances understanding of the relationship between in-group and out-group attitudes // Journal of personality. 2013. Vol. 81. № 1. P. 16—28. DOI:10.1111/j.1467- 6494.2012.00779.x
18. Golec de Zavala A., Cichocka A., Eidelson R., Jayawickreme N. Collective narcissism and its social consequences // Journal of personality and social psychology. 2009. Vol. 97. № 6. P. 1074.
19. Golec de Zavala A., Cichocka A., Iskra-Golec I. Collective narcissism moderates the effect of in-group image threat on intergroup hostility // Journal of Personality and Social Psychology. 2013. Vol. 104. № 6. P. 1019—1039. DOI:10.1037/a0032215
20. Golec de Zavala A., Dyduch-Hazar K., Lantos D. Collective narcissism: Political consequences of investing self-worth in the ingroup’s image // Political Psychology. 2019. Vol. 40. № 1. P. 37—74. DOI:10.1111/pops.12569
21. Golec de Zavala A., Lantos D. Collective narcissism and its social consequences: The bad and the ugly // Current Directions in Psychological Science. 2020. Vol. 29. № 3. P. 273—278. DOI:10.1177/0963721420917703
22. Golec de Zavala A., Peker M., Guerra R., Baran T. Collective Narcissism Predicts Hypersensitivity to In—group Insult and Direct and Indirect Retaliatory Intergroup Hostility // European Journal of Personality. 2016. Vol. 30. № 6. P. 532—551.
23. Górska P., Stefaniak A., Malinowska K., Lipowska K., Marchlewska M., Budziszewska M., Maciantowicz O. Too great to act in solidarity: The negative relationship between collective narcissism and solidarity-based collective action // European Journal of Social Psychology. 2020. Vol. 50. № 3. P. 561—578.
24. Hamer K., Penczek M., Bilewicz M. Between universalistic and defensive forms of group attachment. The indirect effects of national identification on intergroup forgiveness // Personality and Individual Differences. 2018. № 131. P. 15—20.
25. Hu L.-T., Bentler P.M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives // Structural Equation Modeling. 1999. Vol. 6. № 1. P. 1—55. DOI:10.1080/10705519909540118
26. Jackson J.S., Brown K.T., Brown T.N., Marks B. Contemporary Immigration Policy Orientations Among Dominant-Group Members in Western Europe // Journal of Social Issues. 2001. № 57. P. 431—456. DOI:10.1111/0022-4537.00222
27. Larkin B. Exploring the role of collective narcissism in sport team identification // Doctoral Dissertations. 2017. P. 915. DOI:10.7275/9976870.0
28. Lyons P.A., Kenworthy J.B., Popan J.R. Ingroup identification and group-level narcissism as predictors of U.S. citizens’ attitudes and behavior toward Arab immigrants // Personality and Social Psychology Bulletin. 2010. Vol. 36. № 9. P. 1267—1280. DOI:10.1177/0146167210380604
29. Marchlewska M., Cichocka A., Jaworska M., Golec de Zavala A., Bilewicz M. Superficial ingroup love? Collective narcissism predicts ingroup image defense, outgroup prejudice, and lower ingroup loyalty // The British journal of social psychology. 2020. Vol. 59. № 4. P. 857—875. DOI:10.1111/bjso.12367
30. Pehrson S., Vignoles V., Brown R. National identification and anti-immigrant prejudice: Individual and contextual effects of national definitions // Social Psychology Quarterly. 2009. Vol. 72. № 1. P. 24—38. DOI:10.1177/019027250907200104
31. Riek B.M., Mania E.W., Gaertner S.L. Intergroup Threat and Outgroup Attitudes: A Meta- Analytic Review // Personality and Social Psychology Review. 2006. Vol. 10. № 4. P. 336—353. DOI:10.1207/s15327957pspr1004_4
32. Rosseel Y. lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling // Journal of Statistical Software. 2012. Vol. 48. № 2. P. 1—36. DOI:10.18637/jss.v048.i02
33. Salazar M.S. The dilemma of combining positive and negative items in scales // Psicothema. 2015. Vol. 27. P. 192—199. DOI:10.7334/psicothema2014.266
34. Schreiber J.B., Stage F.K., King J., Nora A., Barlow E.A. Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: A review // Journal of Educational Research. 2006. Vol. 99. № 6. P. 323—338. DOI:10.3200/JOER.99.6.323-338
35. Shchebetenko S.A. “The Best Man in the World”: Attitudes Toward Personality Traits // Psychology. Journal of Higher School of Economics. 2014. Vol. 11. № 3. P. 129—148.
36. Suárez-Álvarez J., Pedrosa I., Lozano L.M., García-Cueto E., Cuesta M., Muñiz J. Using reversed items in Likert scales: A questionable practice // Psicothema. 2018. Vol. 30. № 2. P. 149—158. DOI:10.7334/psicothema2018.33
37. Tajfel H. Social identity and intergroup behaviour // Social Science Information/sur les sciences sociales. 1974. Vol. 13. № 2. P. 65—93. DOI:10.1177/053901847401300204
38. Tausch N., Hewstone M., Kenworthy J., Cairns E., Christ O. Cross-Community Contact, Perceived Status Differences, and Intergroup Attitudes in Northern Ireland: The Mediating Roles of Individual-level versus Group-level Threats and the Moderating Role of Social Identification // Political Psychology. 2007. Vol. 28. № 1. P. 53—68. DOI:10.1111/j.1467-9221.2007.00551.x

PlumX

Метрики публикации