CC BY
98
Сибирский психологический журнал.
2021. № 81. С. 126-142. Б01: 10.17223/17267081/81/6
УДК 159.9.07
Адаптация русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении»1
Т.Н. Тихомирова3' ь, Д.А. Гайсинас, С.Б. Малых3' ь
аМосковский государственный университет им. М.В. Ломоносова, 119991, Россия, Москва, Ленинские горы, д. 1
ь Психологический институт РАО, 125009, Россия, Москва, ул. Моховая, д. 9, стр. 4 с Университет Сассекса, Фолмер, Брайтон, BN1 9ЯИ, Великобритания
Представлены результаты адаптации русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении», предназначенного для оценки восприятия родительского отношения молодыми людьми. Подтверждена двухфакторная структура восприятия отношения матерей и отцов, в которой выделяются шкалы «Принятие» и «Гиперопека». Проведена оценка эффекта возраста и пола на показатели восприятия молодыми людьми родительского отношения. Получены удовлетворительные психометрические характеристики опросника.
Ключевые слова: родительское отношение; восприятие отношения матерей и отцов; принятие; гиперопека; юношеский возраст; половые различия; опросник-самоотчет; психометрический анализ.
Введение
Проблема анализа детско-родительских отношений является предметом широкого круга исследовательских проектов - от работ в области клинической психологии до междисциплинарных исследований в сфере наук об образовании. Подобное пристальное внимание исследователей объясняется принципиально важной ролью родительского отношения к ребенку в формировании индивидуальных различий по целому ряду психологических признаков и академических достижений [1, 2]. Более того, сообщается об отсроченных эффектах влияния родительского отношения к ребенку до 16-летнего возраста на его психологическое благополучие, индивидуальные достижения и психическое здоровье во взрослом возрасте (см., напр.: [3-5]).
Родительское отношение определяется как совокупность характерных для родителя (матери или отца) практик эмоционального отношения и способов поведения с ребенком, которые не зависят от конкретной ситуации взаимодействия [1]. В исследованиях связи родительского отношения с психологическими признаками и академическими достижениями подчеркивается необходимость пристального внимания к изучению частных ас-
1 Исследование выполнено при поддержке Российского научного фонда, проект 17-78-
30028.
пектов родительского отношения, а не только общего стиля родительства [1, 6, 7]. Этот вывод основан в первую очередь на понимании сложностей однозначного отнесения отдельных родительских практик и способов к какому-либо определенному стилю воспитательного поведения [7].
Среди аспектов родительского отношения, важных для формирования индивидуальных различий в психологических признаках и академических достижениях ребенка, называются степень эмоционального принятия и уровень контроля [8]. При этом в большинстве исследований делается однозначный вывод, что высокая степень эмоционального принятия способствует более высокому уровню учебных достижений [1, 9], эффективному развитию когнитивной сферы [5, 10], позитивной социализации [4], менее выраженной симптоматике депрессивных состояний [3]. Напротив, в исследованиях связи родительского контроля и психологических признаков сообщается о различиях в результатах. С одной стороны, показано, что высокая степень родительского контроля приводит к повышению, например, школьной успеваемости [8, 11]. С другой стороны, сообщается о негативном влиянии контроля и гиперопеки со стороны родителей на успешность в обучении [12, 13] или отсутствии статистически значимых связей [1]. Различия в результатах связываются в том числе с различиями в процедуре измерения уровня родительского контроля и сложностью оценки этого аспекта родительского отношения (см., напр.: [14]). Проблема сложности измерения различных аспектов родительского отношения актуализируется при проведении лонгитюдных исследований, в которых требуются надежные и удобные инструменты для анализа долгосрочных эффектов с участием различных групп респондентов [4, 15].
Для диагностики родительского отношения используются опросники, в которых различные аспекты фиксируются с позиции родителей, стороннего наблюдателя (например, учителя) или ребенка [8]. При этом данные, полученные с помощью одного и того же опросника, но заполненного матерью, отцом, ребенком и сторонним лицом, могут существенно различаться [8, 16]. В частности, сообщается лишь об умеренных коэффициентах корреляции между ответами родителей и детей старшего школьного возраста [17]. В ряде исследований более тесные связи между родительским отношением и, в частности, учебными достижениями детей зафиксированы при анализе данных, полученных через опросы детей, а не родителей [8, 16]. При интерпретации различий между оценками родительского отношения используется категория индивидуального опыта, через призму которого воспринимается детско-родительское взаимодействие [18]. По мнению ряда специалистов, в контексте связи с показателями психического развития ребенка наиболее информативным является восприятие детьми родительского отношения (см., напр.: [19]).
При анализе опросников, направленных на оценку родительского отношения, возникает проблема ретестовой надежности: практически не проводится исследований, в которых изучается временная стабильность измеренных определенным опросником аспектов родительского отношения.
Исключением из этой ситуации является опросник «Юношеский отчет о родительском отношении», разработанный для измерения двух аспектов восприятия отношения родителей - принятия, связанного с качеством и направлением эмоционального отношения и заботы, и гиперопеки, предполагающей чрезмерный контроль и отсутствие автономии [20].
Важно подчеркнуть, что опросник состоит из двух частей (вариантов), идентичных по составу утверждений, но предназначенных для оценки отношения матери и отца. Различия в восприятии детьми материнского и отцовского отношения неоднократно фиксируются в исследованиях, где отмечается, в частности, что позитивные аспекты родительского отношения (например, эмоциональное принятие и позитивное участие) подростки оценивают выше в отношении матерей, а негативные проявления роди-тельства (например, агрессивная отчужденность) воспринимают в равной мере в отношении отцов и матерей [1]. Измерение восприятия отношения и матерей, и отцов открывает дополнительные возможности для исследования влияния родительского отношения на индивидуальные различия в психологических признаках и достижениях.
«Юношеский отчет о родительском отношении» может быть применен как для актуальной оценки родительского отношения у молодых людей с 16 лет, так и для ретроспективной оценки у взрослых людей [15, 17, 21, 22]. Более того, в последнее время выполнены исследования, подтверждающие возможность применения этого опросника на выборке детей начиная с 7 лет [21]. Опросник обладает удовлетворительными психометрическими данными, которые подтверждаются в лонгитюдных исследованиях [15, 22]. В частности, в лонгитюдном исследовании данные о родительском отношении с помощью этого опросника были собраны четырежды на протяжении двадцатилетнего периода, выполнена проверка ретестовой надежности и зафиксирована долгосрочная стабильность показателей родительского отношения при контроле пола [22]. В другом исследовании с участием респондентов с депрессивными проявлениями зафиксирована высокая 30-, 60- и 90-месячная стабильность структуры опросника при значительных изменениях выраженности депрессивного состояния [15].
Согласно оригинальной версии в структуре опросника выделяются два фактора - «Принятие» и «Гиперопека» [20]. Двухфакторная структура опросника подтверждается и в более поздних исследованиях с участием молодых людей (см., напр.: [15, 23]). В ряде работ сообщается о лучших индексах соответствия эмпирическим данным трехфакторной модели опросника, согласно которой выделяется три фактора - «Принятие», «Гиперопека» и «Авторитаризм» [3]. Однако в этом исследовании анализировались данные взрослых людей с депрессивными проявлениями и тревожными состояниями. В исследовании с участием молодых людей и подростков без клинических симптомов тестировались модели структуры опросника с двумя, тремя и четырьмя факторами [17]. Показано лучшее соответствие для трехфакторной модели, но особо подчеркивается, что структура опросника может быть подвержена возрастным и культурным влияниям.
Действительно, восприятие ребенком определенного аспекта родительского отношения может изменяться по мере взросления. Показано, в частности, что в младшем школьном возрасте участие матери воспринимается в среднем позитивно, а уже в подростковом возрасте участие родителей может трактоваться как ограничение личной свободы, что в исследованиях приводит к отсутствию эффектов влияния участия родителей в жизни ребенка на учебные достижения [24, 25]. Такие данные обусловливают необходимость контроля возраста респондентов при изучении особенностей восприятия родительского отношения. В этом контексте старший школьный возраст является наиболее чувствительным к аспектам родительского отношения: с одной стороны, возраст 15-19 лет характеризуется стремлением к автономии, с другой - молодые люди, как правило, продолжают учиться в школе и жить вместе с родителями, что обусловливает необходимость выстраивания взаимодействия в диаде «родитель-ребенок».
В настоящем исследовании ставится цель адаптации русскоязычной версии опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах - «Отношение матери» и «Отношение отца». Для достижения этой цели на выборке российских юношей и девушек, обучающихся в 9-11-х классах общеобразовательных школ, будет изучена и подтверждена факторная структура опросника, определена внутренняя согласованность шкал опросника и проведена оценка эффектов влияния пола, возрастной подгруппы и их взаимодействия.
Материалы и методы исследования
Выборка. В исследовании приняли участие 504 старшеклассника, обучающихся в школах Московской и Ленинградской областей, Самары и Санкт-Петербурга, в возрасте от 14,4 до 19,1 года, из них 174 ученика 9-х классов (44,2% юношей; средний возраст = 15,8; стандартное отклонение = 0,4), 169 учеников 10-х классов (34,7% юношей; средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,4) и 161 ученик 11-х классов (51,1% юношей; средний возраст = 17,8; стандартное отклонение = 0,4).
Для проведения эксплораторного и конфиматорного факторного анализа структуры опросника эти группы были объединены в одну возрастную категорию «Старший школьный возраст» (42,9% юношей; средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,9).
На участие в исследовании были получены письменные информированные согласия от родителей школьников. Заполнение опросника осуществлялось анонимно - каждому участнику присваивался персональный идентификационный номер. Анализ результатов осуществлялся на базе обезличенных персональных данных.
Методика. Все школьники заполнили русскоязычную версию опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» для измерения показателей восприятия старшеклассниками отношения обоих родителей. В ситуации, когда школьник воспитывается одним из родителей, заполняется
только часть в отношении этого родителя. Если ученик воспитывается лицом, замещающим родителей, опросник заполняется в отношении этого лица. Процедура заполнения опросника проводилась под наблюдением исследователя во время внеурочных занятий на территории общеобразовательной организации.
Прямой и обратный перевод утверждений опросника, названий шкал и инструкции был выполнен русско- и англоязычными исследователями в сфере наук об образовании, специалистами в области психологии семьи. Окончательные формулировки были получены после первой итерации перевода благодаря простоте и четкости изложения в оригинальной англоязычной версии опросника [20].
Самоотчетный опросник состоит из двух вариантов, направленных на изучение особенностей восприятия материнского и отцовского отношения. Старшеклассники заполняют два варианта опросника, каждый из которых включает 25 одинаковых утверждений, выбрав один ответ из четырех возможных: «очень похоже», «скорее похоже», «скорее не похоже», «совсем не похоже».
Согласно оригинальной (англоязычной) версии опросника аспекты восприятия родительского отношения рассчитываются на основе количественных показателей шкал «Принятие» и «Гиперопека».
Шкала «Принятие» содержит 12 утверждений (например, «Кажется эмоционально холодной со мной», «Получает удовольствие, обсуждая со мной разные темы», «Мало разговаривает со мной» и т.п.). Шкала «Гиперопека» включает 13 утверждений (например, «Думает, что я не могу заботиться о себе сам(а), когда ее нет рядом», «Позволяет мне самостоятельно принимать решения», «Позволяет мне одеваться так, как мне нравится»). Следует отметить, что не все утверждения оцениваются в одном направлении, что учитывается при подсчете баллов.
Статистический анализ. Структура опросника изучалась при помощи эксплораторного факторного анализа матрицы корреляций ответов на каждое утверждение. Для анализа был выбран метод главных компонент с Варимакс вращением как наиболее подходящий для обобщения данных и уменьшения числа переменных.
Для подтверждения выявленной структуры опросника был применен метод конфирматорного факторного анализа. В качестве критериев соответствия моделей эмпирическим данным использовались следующие показатели: сравнительный индекс соответствия (CFI), индекс Тьюкера-Льюиса (TLI), квадратный корень ошибки приближения (RMSEA), взвешенный корень среднеквадратичного остатка (WRMR). Значения CFI и TLI выше 0,9, значение RMSEA ниже 0,05, значение WRMR, близкое к 1, указывают на хорошее соответствие [26]. Отношение х2 к числу степеней свободы df меньшее 3, рассматривалось как индекс относительного соответствия [Ibid.].
Надежность шкал опросника определялась с помощью коэффициентов внутренней согласованности альфа Кронбаха. Значения коэффициентов альфа Кронбаха выше 0,7 считаются удовлетворительными.
Оценка факторов пола и возраста производилась методом двухфакторно-го дисперсионного анализа. В качестве фактора возраста в анализ вводились группы старших школьников, обучающихся в 9-х, 10-х или 11-х классах. Анализ выполнялся с использованием статистического пакета Mplus.
Результаты
Эксплораторный факторный анализ. С помощью факторного анализа для варианта «Отношение матери» методом главных компонент с Варимакс вращением выделено два фактора и объяснено 50,9% дисперсии. Для варианта «Отношение отца» также выявлена двухфакторная структура с 53,8% объясненной дисперсии. Следуя результатам анализа величин собственных значений факторов / шкал и принимая во внимание график каменистой осыпи, двухфакторное решение является оптимальным для описания полученных данных о родительском отношении на выборке старших школьников.
Конфирматорный факторный анализ. В ходе конфирматорного факторного анализа подтверждено, что двухфакторная конфирматорная модель наилучшим образом описывает полученные данные вариантов «Отношение матери» и «Отношение отца» на анализируемой выборке старшего школьного возраста. Индексы соответствия двухфакторной модели опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» представлены в табл. 1.
Таблица 1
Показатели соответствия двухфакторной модели опросника данным о родительском отношении в старшем школьном возрасте
Варианты Х2/ё/ ТЫ СП ЯМБЕА "ЯМЯ 90% С1
Отношение матери 1,6 0,902 0,901 0,036 1,072 0,031-0,041
Отношение отца 1,8 0,913 0,894 0,042 1,023 0,037-0,049
Примечание. %2/</ - отношение хи-квадрата модели к числу степеней свободы; ТЬ1 -индекс Тьюкера-Льюиса; СП - сравнительный индекс соответствия; ЯМБЕА - квадратный корень ошибки приближения; "ЯМЯ - взвешенный корень среднеквадратичного остатка; 90% С1 - 90%-ный доверительный интервал.
Индексы соответствия двухфакторной модели свидетельствуют о хорошем согласовании с эмпирическими данными: значения СР1 и ТЫ равны 0,9, ЯМБЕА ниже 0,05, значение WRMR равно 1,07, а также отношение х2 к числу степеней свободы / меньше 3. Таким образом, с помощью опросника могут быть измерены два аспекта восприятия отношения матерей и отцов - принятие, характеризующееся эмоционально позитивным отношением и заботой, и гиперопека, связанная с чрезмерным контролем и отсутствием автономии.
Описательные статистики и внутренняя согласованность шкал. В табл. 2 представлены описательные статистики и коэффициенты внутренней согласованности шкал опросника «Юношеский отчет о родительском отношении»: средние значения и стандартные отклонения для шкал «Принятие» и «Гиперопека» в отношении матерей и отцов. При этом ми-
нимальные и максимальные значения по шкале «Принятие» составляют от 0 до 35, а по шкале «Гиперопека» - от 0 до 39.
Таблица 2
Средние значения, стандартные отклонения и коэффициенты альфа Кронбаха для шкал опросника «Юношеский отчет о родительском отношении»
Шкалы Варианты Среднее значение Стандартное отклонение Альфа Кронбаха
Принятие Отношение матери 20,062 2,71 0,735
Отношение отца 19,491 3,92 0,844
Гиперопека Отношение матери 17,854 2,44 0,741
Отношение отца 17,283 3,03 0,764
Анализ средних значений показал, что старшие школьники практически в равной мере воспринимают отношение матерей и отцов по обеим шкалам. В частности, отношение матери, связанное с чрезмерной опекой, в среднем оценивается старшеклассниками в 17,854, а отношение отца -17,283. Несколько большая, но не достигающая статистической значимости разница между матерью и отцом наблюдается для отношения, связанного с эмоциональным принятием - 20,062 и 19,491 соответственно. Стандартные отклонения, свидетельствующие о больших индивидуальных различиях в показателях восприятия родительского отношения, различаются по обеим шкалам. В частности, по шкале «Принятие» в отношении отцов зафиксировано стандартное отклонение 3,92, а в отношении матерей -лишь 2,71, подтверждая увеличенный диапазон индивидуальных различий в восприятии отношения отцов по сравнению с матерями.
Из табл. 2 видно, что коэффициенты внутренней согласованности альфа Кронбаха достигают удовлетворительных значений для шкал опросника в обоих вариантах - от 0,735 до 0,844. Несколько более высокие значения коэффициенты альфа Кронбаха принимают для школ опросника в варианте «Отношение отца». При этом полученные результаты свидетельствуют о надежности опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах - «Отношение к отцу» и «Отношение к матери».
Эффекты влияния пола и возраста. Для изучения влияния пола, возраста и их взаимодействия на показатели опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» проводился двухфакторный дисперсионный анализ. Возрастная категория «Старший школьный возраст» была разделена на три группы, связанные с обучением в 9-м (средний возраст = 15,8; стандартное отклонение = 0,4), 10-м (средний возраст = 16,9; стандартное отклонение = 0,4) или 11-м классе (средний возраст = 17,8; стандартное отклонение = 0,4).
В табл. 3 представлены описательные статистики по трем возрастным группам у девушек (верхняя строка) и юношей (нижняя строка): средние значения и стандартные отклонения (в скобках) по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» в отношении матерей и отцов. В целом для девушек наблюдается уменьшение средних значений по мере взросления - с 9-го до 11-го клас-
са. Наиболее интенсивно уменьшаются показатели восприятия девушками гиперопеки отцов (с 11,00 в 9-м классе до 7,85 в 11-м классе), а наименее -принятия матерями (с 31,97 в 9-м классе до 29,14 в 11-м классе). Для юношей наблюдается несколько иная тенденция. В частности, в отношении принятия матерей и отцов наибольшие средние значения зафиксированы в 10-м классе, а в отношении гиперопеки единый тренд не определяется.
Таблица 3
Описательные статистики шкал опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в трех возрастных группах
Шкалы Варианты 9-й класс 10-й класс 11-й класс
Принятие Отношение матери 31,97 (0,9) 29.94 (1.1) 31,08 (1,0) 32,42 (1,1) 29,14 (1,2) 30,08 (1,1)
Отношение отца 29,75 (1,3) 24,63 (1,5) 27,16 (1,5) 31,35 (2,0) 25,07 (2,0) 25,69 (1,6)
Гиперопека Отношение матери 13,63 (1,0) 12,95 (1,3) 13,41 (1,1) 11,50 (1,5) 12,07 (1,5) 12,39 (1,2)
Отношение отца 11,00 (1,1) 11,63 (1,5) 10,04 (1,3) 7,57 (1,7) 7,85 (1,7) 7,83 (1,3)
Критерий равенства дисперсий Ливиня использовался для проверки гипотезы о равенстве дисперсий всех распределений анализируемых показателей. Для всех шкал опросника, за исключением гиперопеки в отношении матерей, уровень значимости оказался более 0,05, что свидетельствует о равенстве дисперсий по анализируемым переменным.
В табл. 4 представлены обобщенные результаты двухфакторного дисперсионного анализа, где фактор «Возраст» - обучение в 9-м, 10-м или 11-м классе, а фактор «Пол» - пол участников исследования. В качестве зависимых переменных последовательно выступили суммарные показатели по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» анализируемого опросника.
Таблица 4
Анализ эффектов влияния возраста и пола на показатели восприятия родительского отношения
Сумма Критерий Уровень Размер
Эффект Шкала Вариант квадратов Фишера значимости эффекта
(ББ) (Р) (р) (Л2)
Возраст Принятие Отношение матери 81,7 1,4 0,25 0,02
Отношение отца 267,0 2,3 0,10 0,03
Гиперопека Отношение матери 26,0 0,4 0,68 0,00
Отношение отца 301,8 3,8 0,03 0,06
Пол Принятие Отношение матери 0,1 0,1 0,96 0,00
Отношение отца 1,5 0,1 0,87 0,00
Гиперопека Отношение матери 15,6 0,5 0,48 0,01
Отношение отца 26,4 0,6 0,44 0,01
Возраст х Пол Принятие Отношение матери 76,7 1,3 0,27 0,02
Отношение отца 499,7 4,4 0,02 0,07
Гиперопека Отношение матери 22,1 0,3 0,72 0,01
Отношение отца 92,6 1,1 0,35 0,02
Согласно табл. 4, влияние фактора возраста оказывается статистически значимым только для шкалы «Гиперопека» в отношении отцов с размером эффекта в 6% (р < 0,05). Сравнение средних значений с поправкой Бонфе-ронни показало статистически достоверные различия только между школьниками 9-х классов (средний балл = 11,31) и 11-х классов (средний балл = 7,8). Следовательно, 17-летние школьники, в отличие от 15-летних, воспринимают отношение своих отцов менее контролирующим. Эффектов влияния возраста на восприятие эмоционально принимающего отношения обоих родителей не выявлено (р > 0,05).
Результаты дисперсионного анализа не показали половых различий в восприятии материнского и отцовского отношения по шкалам «Принятие» и «Гиперопека» (р > 0,05). Вместе с тем эффект взаимодействия возраста и пола обнаружен для такого аспекта отцовского отношения, как «Принятие», с размером эффекта в 7% (р < 0,05). Сравнение средних значений с поправкой Бонферонни показало статистически достоверные половые различия только между школьниками 9-х классов: девушки воспринимают отцовское отношение как более эмоционально поддерживающее, чем юноши (средний балл 29,75 и 24,26 соответственно).
Обсуждение результатов
В исследовании проводилась адаптация опросника «Юношеский отчет о родительском отношении», направленного на изучение особенностей восприятия отношения матерей и отцов в юношеском возрасте. Опросник является самоотчетным и включает два варианта с идентичным содержанием утверждений для оценки отношения матерей и отцов.
В ходе эксплораторного факторного анализа для обоих вариантов было выбрано двухфакторное решение с выделением шкал «Принятие» и «Гиперопека». Утверждения, вошедшие в оригинальной англоязычной версии опросника в каждую из шкал, имели высокие факторные нагрузки по соответствующим шкалам в русскоязычной версии. Таким образом, расчет баллов в русскоязычной версии производится в точном соответствии с рекомендациями авторов с учетом прямых и обратных формулировок утверждений.
Конфирматорный факторный анализ подтвердил двухфакторную структуру опросника, соответствующую двум аспектам восприятия отношения матерей и отцов - принятию, определяющему степень и качество эмоционального отношения и заботы родителей, и гиперопеке, связанной с уровнем чрезмерного контроля и отсутствия автономии у ребенка. Этот результат соответствует данным исследований с участием молодых людей [15, 23], но не согласуется с исследовательскими выводами о наилучшем соответствии трехфакторного решения, возможно, из-за специфики выборки респондентов с проявлениями тревожности и депрессивных состояний (см., напр.: [3]). При этом и в двухфакторной, и в трехфакторной структуре опросника выделяются факторы «Принятие» и «Гиперопека» (или в иной формули-
ровке «Контроль»). Согласно исследованиям, эмоциональное принятие является важнейшим аспектом родительского воспитания, в отношении которого формулируются единодушные выводы исследователей о прямо пропорциональном значимом влиянии на академические достижения и обратно пропорциональном влиянии на выраженность клинических проявлений [1, 3-5]. Эмоционально принимающее поведение родителей связывается с безусловной поддержкой своего ребенка, адекватно выраженным уровнем заботы и возможностью открыто обсуждать проблемные ситуации.
Гиперопека, напротив, ассоциируется с постоянным чрезмерным контролем ребенка, отсутствием веры родителей в его возможности и выражением недовольства его действиями. Для этого аспекта родительского отношения в исследованиях наблюдаются часто противоречивые выводы о связи с индивидуальной успешностью и академическими достижениями, которые связываются с возрастными особенностями участников исследований. В ряде исследований показано позитивное значение родительского контроля для повышения школьной успеваемости, но эта связь оказывается сильнее в более младших возрастах [8].
Описательные статистики показателей восприятия юношами и девушками родительского отношения свидетельствуют в целом об эмоционально принимающем отношении родителей: 20,062 для матерей и 19,491 для отцов по исследовательской выборке против возможного среднего балла в 17,5. Этот результат соответствует имеющимся данным о восприятии российскими младшими школьниками и подростками отношения обоих родителей в большей мере как эмоционально принимающего и в меньшей - как отвергающего [1, 27]. Вместе с тем, в ряде исследований показано, что позитивные аспекты родительского отношения школьники оценивают несколько выше в отношении матерей, но, вероятно, этот результат отражает специфику детско-родительских отношений в младшем возрасте [27].
Родительское отношение в юношеском возрасте в среднем не воспринимается как чрезмерно контролирующее и опекающее. Согласно данным, средний балл по гиперопеке в юношеском возрасте составляет 17,854 для матерей и 17,283 для отцов при возможном среднем балле в 19,5. Этот факт может быть связан с возрастной спецификой детско-родительских отношений в юношестве, характеризующейся уменьшением роли родителей в жизни взрослеющих детей. Показано, в частности, что эффект влияния материнского отношения на общую академическую успешность уменьшается в период от младшего к среднему школьному возрасту с 14% до 4% [1]. Результаты данного исследования свидетельствуют о больших индивидуальных различиях в показателях восприятия отношения отцов, чем матерей. Увеличение диапазона индивидуальных различий характерно для восприятия эмоционально принимающего отношения отцов, что может быть связано в том числе с некоторой сложностью оценки юношами и девушками индикаторов эмоционально позитивного поведения отцов. Так, о подобных результатах сообщается в исследовании с участием российских подростков, где зафиксированы наибольшие индивидуальные разли-
чия в контексте восприятия позитивных аспектов отцовского отношения -от максимально принимающего отношения до минимального участия в жизни ребенка [1].
Анализ внутренней согласованности шкал опросника свидетельствует о надежности опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» в двух вариантах - «Отношение к отцу» и «Отношение к матери». При этом более высокие значения внутренней согласованности получены для аспектов отношения отцов по сравнению с матерями. Результаты анализа надежности шкал опросника «Принятие» и «Гиперопека» на российской выборке молодых людей в полной мере соответствуют данным исследований с участием респондентов из Китая [28], Пакистана [29], Японии [30] и других стран, несмотря на более дифференцированную структуру опросника.
Дисперсионный анализ не выявил половых различий в восприятии родительского отношения, связанного с эмоциональным принятием и чрезмерно опекающим поведением: эффект влияния пола в юношеском возрасте оказывается незначимым. Этот результат согласуется с выводами исследований о равнозначном восприятии юношами и девушками родительского отношения в части эмоционально принимающего поведения и контроля [1, 22]. В ряде исследований, однако, сообщается о небольших различиях в показателях восприятия позитивных аспектов родительского отношения, что может быть связано с участием подростков, а не молодых людей [1]. Вместе с тем в настоящем исследовании обнаружены незначительные половые различия только для школьников, обучающихся в 9-х классах. Согласно анализу, девушки воспринимают отцовское отношение как более эмоционально поддерживающее, чем юноши. В ходе дисперсионного анализа выявлены незначительные возрастные различия (в пределах старшего школьного возраста) только в восприятии опекающего поведения отцов. Согласно данным, более старшие юноши и девушки, обучающиеся в 11 -х классах школ, воспринимают отношение своих отцов как менее контролирующее по сравнению со школьниками 9-х классов. Подобная тенденция зафиксирована в ряде исследований, в которых сообщается, например, о снижении ориентации на родителей по мере взросления [5, 24]. В целом незначительные возрастные и половые различия получены только для показателей восприятия отцовского отношения; не обнаружено эффектов влияния возраста, пола и их взаимодействия на показатели материнского отношения.
Таким образом, психометрический анализ опросника «Юношеский отчет о родительском отношении» подтвердил надежность этого психодиагностического инструмента, направленного на понимание особенностей восприятия родительского отношения в юношеском возрасте. Этот самоотчетный опросник позволяет проводить анализ воспринимаемых детско-родительских отношений с исследовательскими целями в современных условиях школьного обучения. Наличие вариантов «Отношение матери» и «Отношение отца» позволяет дифференцировать восприятие отношения матерей и отцов, связанного с эмоциональным принятием и чрезмерно опекающим поведением.
Литература
1. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б. Когнитивные основы индивидуальных различий
в успешности обучения. М. ; СПб. : Нестор-История, 2017. 312 с.
2. Yang J., Zhao X. Parenting styles and children's academic performance: Evidence from
middle schools in China // Children and Youth Services Review. 2020. Vol. 113. 105017. DOI: 10.1016/j. childyouth.2020.105017
3. Kullberg M.L., Maciejewski D., van Schie C.C., Penninx B.W., Elzinga B.M. Parental bon-
ding: Psychometric properties and association with lifetime depression and anxiety disorders // Psychological Assessment. 2020. Vol. 32 (8). P. 780-795. DOI: 10.1037/pas0000864
4. Yu J., Putnick D.L., Hendricks C., Bornstein M.H. Long-term effects of parenting and
adolescent self-competence for the development of optimism and neuroticism // Journal of Youth and Adolescence. 2019. Vol. 48 (8). P. 1544-1554. DOI: 10.1007/s10964-018-0980-9
5. LiuY., Lachman M.E. Socioeconomic status and parenting style from childhood: Long-
term effects on cognitive function in middle and later adulthood // The Journals of Gerontology. Series B. 2019. Vol. 74 (6). P. e13-e24. DOI: 10.1093/geronb/gbz034
6. Janssens A., Goossens L., Van Den Noortgate W., Colpin H., Verschueren K., Van Leeu-
wen K. Parents' and adolescents' perspectives on parenting: evaluating conceptual structure, measurement invariance, and criterion validity // Assessment. 2015. Vol. 22. P. 473489. DOI: 10.1177/1073191114550477
7. Lee J., Yu H., Choi S. The influences of parental acceptance and parental control on school
adjustment and academic achievement for South Korean children: the mediation role of self-regulation // Asia Pacific Education Review. 2012. Vol. 13. P. 227-237. DOI: 10.1007/s12564-011-9186-5
8. Pinquart M. Associations of parenting styles and dimensions with academic achievement
in children and adolescents: a meta-analysis // Educational Psychology Review. 2016. Vol. 28 (3). P. 475-493. DOI: 10.1007/s10648-015-9338-y
9. Kordi A., Bahamdin R. Parenting Attitude and Style and Its Effect on Children's School
Achievements // International Journal of Psychological Studies. 2010. Vol. 1 (2). P. 217222. DOI: 10.5539/ijps.v2n2p217
10. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б., Лысенкова И.А., Белова А.П., Овчарова О.Н., Гиндина Е.Д., Гайсина Д.А. Восприятие отношений с матерью и интеллектуальные показатели детей младшего школьного возраста: кросскультурный анализ // Теоретическая и экспериментальная психология. 2013. Т. 6, № 3. С. 33-46.
11. Pougnet E., Serbin L.A., Stack D.M., Schwartzman A.E. Fathers' influence on children's cognitive and behavioural functioning: a longitudinal study of Canadian families // Canadian Journal of Behavioural Science / Revue Canadienne des Sciences du Comportement. 2011. Vol. 43 (3). P. 173-182. DOI: 10.1037/a0023948
12. McNeal R. Jr. Parent involvement, academic achievement and the role of student attitudes and behaviors as mediators // Universal Journal of Educational Research. 2014. Vol. 2 (8). P. 564-576. DOI: 10.13189/ujer.2014.020805
13. Shumow L., Lyutykh E., Schmidt J.A. Predictors and outcomes of parental involvement with high school students in science // School Community Journal. 2011. Vol. 21 (2). P. 81-98.
14. Otani M. Parental involvement and academic achievement among elementary and middle school students // Asia Pacific Education Review. 2020. Vol. 21 (1). P. 1-25. DOI: 10.1007/s12564-019-09614-z
15. Lizardi H., Klein D.N. Long-term stability of parental representations in depressed outpatients utilizing the Parental Bonding Instrument // The Journal of Nervous and Mental Disease. 2005. Vol. 193 (3). P. 183-188. DOI: 10.1097/01.nmd.0000154838.16100.36
16. Castro M., Expósito-Casas E., López-Martín E., Lizasoain L., Navarro E., Gaviria J.L. Parental involvement on student academic achievement: a meta-analysis // Educational Research Review. 2015. Vol. 14. P. 33-46. DOI: 10.1016/j.edurev.2015.01.002
17. Tsaousis I., Mascha K., Giovazolias T. Can Parental Bonding Be Assessed in Children? Factor Structure and Factorial Invariance of the Parental Bonding Instrument (PBI) Between Adults and Children // Child Psychiatry & Human Development. 2012. Vol. 43 (2). P. 238-253.
18. Тихомирова Т.Н., Малых С.Б., Гайсина Д.А. Адаптация русскоязычной версии опросника «Детский отчет о родительском отношении» // Теоретическая и экспериментальная психология. 2013. Т. 6, № 3. С. 47-53.
19. Deater-Deckard K., Mullineaux P.Y., Beekman C., Petrill S.A., Schatschneider C., Thompson L.A. Conduct problems, IQ, and household chaos: a longitudinal multiinformant study // Journal of Child Psychology and Psychiatry. 2009. Vol. 50 (10). P. 1301-1308. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2009.02108.x
20. Parker G., Tupling H., Brown L.B. A parental bonding instrument // British Journal of Medical Psychology. 1979. Vol. 52 (1). P. 1-10. DOI: 10.1111/j.2044-8341.1979.tb02487.x
21. Huang V., DiMillo J., Koszycki D. Psychometric Properties of the Parental Bonding Instrument in a Sample of Canadian Children // Child Psychiatry & Human Development. 2020. Vol. 51 (5). P. 754-768. DOI: 10.1007/s10578-020-00999-2
22. Wilhelm K.A.Y., Niven H., Parker G., Hadzi-Pavlovic D. The stability of the Parental Bonding Instrument over a 20-year period // Psychological Medicine. 2005. Vol. 35 (3). P. 387-393. DOI: 10.1017/S0033291704003538
23. Safford S.M., Alloy L.B., Abramson L.Y., Crossfield A.G. Negative cognitive style as a predictor of negative life events in depression-prone individuals: a test of the stress generation hypothesis // Journal of Affective Disorders. 2007. Vol. 99 (1). P. 147-154. DOI: 10.1016/j.jad.2006.09.003
24. Ismail Loona M., Kamal A. Role of Perceived Parenting Styles and Familial Factors in Prediction of Teacher-Report Childhood Behavior Problems // Journal of Behavioural Sciences. 2012. Vol. 22 (3). P. 49-69.
25. Harold G.T., Aitken J.J., Shelton K.H. Inter-parental conflict and children's academic attainment: a longitudinal analysis // Journal of Child Psychology and Psychiatry. 2007. Vol. 48 (12). P. 1223-1232. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2007.01793.x
26. Geiser С. Data Analysis with Mplus. New York : Guilford, 2012. 305 р.
27. Tikhomirova T.N., Malykh S.B. Adaptation of the Russian-language version of the children's report of parental behavior inventory // The European Proceedings of Social & Behavioural Sciences. 2017. Vol. 33. P. 367-374. DOI: 10.15405/EPSBS.2017.12.39
28. Liu J., Li L., Fang F. Psychometric properties of the Chinese version of the Parental Bonding Instrument // International Journal of Nursing Studies. 2011. Vol. 48 (5). P. 582589. DOI: 10.1016/j.ijnurstu.2010.10.008
29. Qadir F., Stewart R., Khan M., Prince M. The validity of the Parental Bonding Instrument as a measure of maternal bonding among young Pakistani women // Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology. 2005. Vol. 40 (4). P. 276-282. DOI: 10.1007/s00127-005-0887-0
30. Uji M., Tanaka N., Shono M., Kitamura T. Factorial structure of the parental bonding instrument (PBI) in Japan: A study of cultural, developmental, and gender influences // Child Psychiatry and Human Development. 2006. Vol. 37 (2). P. 115-132. DOI: 10.1007/s10578-006-0027-4
Поступила в редакцию 17.05.2021 г.; повторно 23.08.2021 г.;
принята 25.08.2021 г.
Тихомирова Татьяна Николаевна - член-корреспондент РАО, доктор психологических наук, профессор факультета психологии Московского государственного университета им. М.В. Ломоносова; ведущий научный сотрудник лаборатории возрастной психогенетики Психологического института РАО. E-mail: [email protected]
Гайсина Дарья Александровна - кандидат биологических наук, старший преподаватель школы психологии Университета Сассекса. E-mail: [email protected]
Малых Сергей Борисович - академик РАО, доктор психологических наук, заведующий лабораторией факультета психологии Московского государственного университета им. М.В. Ломоносова; заведующий лабораторией возрастной психогенетики Психологического института РАО. E-mail: [email protected]
For citation: Tikhomirova, T.N., Gaysina, D.A., Malykh, S.B. Adaptation of the Russian-language Version of Parental Bonding Instrument (PBI). Sibirskiy Psikhologicheskiy Zhurnal -Siberian journal of psychology. 2021; 81: 126-142. doi: 10.17223/17267081/81/6. In Russian. English Summary
Adaptation of the Russian-language Version of Parental Bonding Instrument (PBI)1
T.N. Tikhomirovaa- b, D.A. Gaysinac, S.B. Malykha- b
aLomonosov Moscow State University, 1, Leninskie Gory, Moscow, 119991, Russian Federation bPsychological Institute of Russian Academy of Education, 9-4, Mokhovaya Str., Moscow, 125009, Russian Federation
c University of Sussex, Falmer, Brighton, BN1 9RH United Kingdom
Abstract
The results of adaptation of the Russian-language version of the Parental Bonding Instrument (PBI) (Parker, Tupling, Brown, 1979) with "Mother's Attitude" and "Father's Attitude" options are presented in the article. The questionnaire is aimed to assess the perception of parenting attitudes among young people. According to the original (English) version of the questionnaire, aspects of parental attitude perception can be measured as quantitative indicators of the questionnaire scales: 1) "Care" and 2) "Overprotection". The "Care" scale consists of 12 statements such as "Seemed emotionally cold to me", "Enjoyed talking things over with me", "Did not talk with me very much", etc. The "Overprotection" scale includes 13 statements such as "Felt I could not look after myself unless she/he was around", "Let me decide things for myself1', "Let me dress in any way I pleased", etc.
The study involved 504 high school students enrolled in schools in the Moscow and Leningrad regions, Samara and St. Petersburg, aged from 14.4 to 19.1 years, among them were 174 9th grade students (44.2% male), 169 10th grade students (34.7% male) and 161 11th grade students (51.1% male).
The structure of the questionnaire was studied using exploratory factor analysis of the correlation matrix of the responses to 25 items of each version. The method of principal components with Varimax rotation was chosen for the analysis. The confirmatory factor analysis suggested the two-factor structure of the questionnaire was confirmed, with the following scales: "Care" and "Overprotection" for the options "Mother's Attitude" and "Father's Attitude". For reliability assessment, the scales were tested with the Cronbach's alpha coefficient of internal consistency. Satisfactory internal consistency of the scales on both options was revealed. The Cronbach's alphas reach satisfactory values both for Care and Overprotection scales. The effects of gender and age on the questionnaire scores were estimated. According to analysis, there are no sex differences of perception of maternal and paternal attitude in both "Care" and "Overprotection" scales. It was shown that the effect of age was statistically significant for "Overprotection" scale for paternal attitude only, with a small effect size. The effect of interaction of age and sex was statistically significant for "Care" for paternal attitude only, with a small effect size. According to the psychometric indicators presented in this
1 This study was supported by the grant from the Russian Science Foundation №17-78-30028.
paper, the Russian-language version of PBI can become a reliable tool to measure high school students' perception of the parental attitude.
Keywords: parental attitude; maternal and paternal attitude; care; overprotection; youth; sex differences; self-report questionnaire; psychometric analysis.
References
1. Tikhomirova, T.N. & Malykh, S.B. (2017) Kognitivnye osnovy individual'nykh razlichiy v
uspeshnosti obucheniya [Cognitive Foundations of Individual Differences in the success of training]. Moscow; St. Petersburg: Nestor-Istoriya.
2. Yang, J. & Zhao, X. (2020) Parenting styles and children's academic performance:
Evidence from middle schools in China. Children and Youth Services Review. 113. 105017. DOI: 10.1016/j.childyouth.2020.105017
3. Kullberg, M.L., Maciejewski, D., van Schie, C.C., Penninx, B.W. & Elzinga, B.M. (2020)
Parental bonding: Psychometric properties and association with lifetime depression and anxiety disorders. Psychological Assessment. 32(8). pp. 780-795. DOI: 10. 1037/pas0000864
4. Yu, J., Putnick, D.L., Hendricks, C. & Bornstein, M.H. (2019) Long-term effects of parenting
and adolescent self-competence for the development of optimism and neuroticism. Journal of Youth and Adolescence. 48(8). pp. 1544-1554. DOI: 10.1007/s10964-018-0980-9
5. Liu,Y. & Lachman, M.E. (2019) Socioeconomic status and parenting style from childhood:
Long-term effects on cognitive function in middle and later adulthood. The Journals of Gerontology. Series B. 74(6). pp. e13-e24. DOI: 10.1093/geronb/gbz034
6. Janssens, A., Goossens, L., Van Den, Noortgate, W., Colpin, H., Verschueren, K. &
Van Leeuwen, K. (2015) Parents' and adolescents' perspectives on parenting: evaluating conceptual structure, measurement invariance, and criterion validity. Assessment. 22. pp. 473-489. DOI: 10.1177/1073191114550477
7. Lee, J., Yu, H. & Choi, S. (2012) The influences of parental acceptance and parental
control on school adjustment and academic achievement for South Korean children: the mediation role of self-regulation. Asia Pacific Education Review. 13. pp. 227-237. DOI: 10.1007/s12564-011-9186-5
8. Pinquart, M. (2016) Associations of parenting styles and dimensions with academic
achievement in children and adolescents: a meta-analysis. Educational Psychology Review. 28(3). pp. 475-493. DOI: 10.1007/s10648-015-9338-y
9. Kordi, A. & Bahamdin, R. (2010) Parenting Attitude and Style and Its Effect on Children's
School Achievements. International Journal of Psychological Studies. 1(2). pp. 217-222. DOI: 10.5539/ijps.v2n2p217
10. Tikhomirova, T.N., Malykh, S.B., Lysenkova, I.A., Belova, A.P., Ovcharova, O.N., Gin-dina, E.D. & Gaysina, D.A. (2013) Perception of relations with mother and intellectual performance in primary school children: cross-cultural analysis. Teoreticheskaya i eksperi-mental'naya psikhologiya - Journal of Theoretical and Experimental Psychology. 6(3). pp. 33-46. (In Russian).
11. Pougnet, E., Serbin, L.A., Stack, D.M. & Schwartzman, A.E. (2011) Fathers' influence on children's cognitive and behavioural functioning: a longitudinal study of Canadian families. Canadian Journal of Behavioural Science / Revue Canadienne des Sciences du Comportement. 43(3). pp. 173-182. DOI: 10.1037/a0023948
12. McNeal, R.Jr. (2014) Parent involvement, academic achievement and the role of student attitudes and behaviors as mediators. Universal Journal of Educational Research. 2(8). pp. 564-576. DOI: 10.13189/ujer.2014.020805
13. Shumow, L., Lyutykh, E. & Schmidt, J.A. (2011) Predictors and outcomes of parental involvement with high school students in science. School Community Journal. 21(2). pp. 81-98.
14. Otani, M. (2020) Parental involvement and academic achievement among elementary and middle school students. Asia Pacific Education Review. 21(1). pp. 1-25. DOI: 10.1007/s12564-019-09614-z
15. Lizardi, H. & Klein, D.N. (2005) Long-term stability of parental representations in depressed outpatients utilizing the Parental Bonding Instrument. The Journal of Nervous and Mental Disease. 193(3). pp. 183-188. DOI: 10.1097/01.nmd.0000154838.16100.36
16. Castro, M., Expósito-Casas, E., López-Martín, E., Lizasoain, L., Navarro, E. & Gaviria, J.L. (2015) Parental involvement on student academic achievement: a meta-analysis. Educational Research Review. 14. pp. 33-46. DOI: 10.1016/j.edurev.2015.01.002
17. Tsaousis, I., Mascha, K. & Giovazolias, T. (2012) Can Parental Bonding Be Assessed in Children? Factor Structure and Factorial Invariance of the Parental Bonding Instrument (PBI) Between Adults and Children. Child Psychiatry & Human Development. 43(2). pp. 238-253.
18. Tikhomirova, T.N., Malykh, S.B. & Gaysina, D.A. (2013) Adaptation of the Russian-language version of the questionnaire "Children's Report of Parental Behavior". Teoreti-cheskaya i eksperimental'naya psikhologiya - Journal of Theoretical and Experimental Psychology. 6(3). pp. 47-53. (In Russian).
19. Deater-Deckard, K., Mullineaux, P.Y., Beekman, C., Petrill, S.A., Schatschneider, C. & Thompson, L.A. (2009) Conduct problems, IQ, and household chaos: a longitudinal multiinformant study. Journal of Child Psychology and Psychiatry. 50(10). pp. 13011308. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2009.02108.x
20. Parker, G., Tupling, H. & Brown, L.B. (1979) A parental bonding instrument. British Journal of Medical Psychology. 52(1). pp. 1-10. DOI: 10.1111/j.2044-8341.1979.tb02487.x
21. Huang, V., DiMillo, J. & Koszycki, D. (2020) Psychometric Properties of the Parental Bonding Instrument in a Sample of Canadian Children. Child Psychiatry & Human Development. 51(5). pp. 754-768. DOI: 10.1007/s10578-020-00999-2
22. Wilhelm, K.A.Y., Niven, H., Parker, G. & Hadzi-Pavlovic, D. (2005) The stability of the Parental Bonding Instrument over a 20-year period. Psychological Medicine. 35(3). pp. 387-393. DOI: 10.1017/S0033291704003538
23. Safford, S.M., Alloy, L.B., Abramson, L.Y. & Crossfield, A.G. (2007) Negative cognitive style as a predictor of negative life events in depression-prone individuals: a test of the stress generation hypothesis. Journal of Affective Disorders. 99(1). pp. 147-154. DOI: 10.1016/j.jad.2006.09.003
24. Loona, M.I. & Kamal, A. (2012) Role of Perceived Parenting Styles and Familial Factors in Prediction of Teacher-Report Childhood Behavior Problems. Journal of Behavioural Sciences. 22(3). pp. 49-69.
25. Harold, G.T., Aitken, J.J. & Shelton, K.H. (2007) Inter-parental conflict and children's academic attainment: a longitudinal analysis. Journal of Child Psychology and Psychiatry. 48(12). pp. 1223-1232. DOI: 10.1111/j.1469-7610.2007.01793.x
26. Geiser, S. (2012) Data Analysis with Mplus. New York: Guilford.
27. Tikhomirova, T.N. & Malykh, S.B. (2017) Adaptation of the Russian-language version of the children's report of parental behavior inventory. The European Proceedings of Social & Behavioural Sciences. 33. pp. 367-374. DOI: 10.15405/EPSBS.2017.12.39
28. Liu, J., Li, L. & Fang, F. (2011) Psychometric properties of the Chinese version of the Parental Bonding Instrument. International Journal of Nursing Studies. 48(5). pp. 582589. DOI: 10.1016/j.ijnurstu.2010.10.008
29. Qadir, F., Stewart, R., Khan, M. & Prince, M. (2005) The validity of the Parental Bonding Instrument as a measure of maternal bonding among young Pakistani women. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology. 40(4). pp. 276-282. DOI: 10.1007/s00127-005-0887-0
30. Uji, M., Tanaka, N., Shono, M. & Kitamura, T. (2006) Factorial structure of the parental bonding instrument (PBI) in Japan: A study of cultural, developmental, and gender influences. Child Psychiatry and Human Development. 37(2). pp. 115-132. DOI: 10.1007/s10578-006-0027-4
Received 17.05.2021; Revised 23.08.2021;
Accepted 25.08.2021
Tatiana N. Tikhomirova - Professor of the Faculty of Psychology, Lomonosov Moscow State University; Leading Researcher, Psychological Institute of Russian Academy of Education; Corresponding Member of the Russian Academy of Education, D. Sc. (Psychol.). E-mail: [email protected]
Darya A. Gaysina - Senior Lecturer in Psychology of School of Psychology, University of Sussex; Cand. (Biology). E-mail: d. gaysina@sussex. ac .uk
Sergey B. Malykh - Head of the Laboratory of the Faculty of Psychology, Lomonosov Moscow State University; Head of Behavior Genetics Laboratory, Psychological Institute of Russian Academy of Education; Academician of the Russian Academy of Education, Professor, D.Sc. (Psychol.). E-mail: [email protected]
