CC BY
0
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Научная статья УДК: 159.9.072.59 https://doi.org/10.21702/rpj.2023.3.5
Адаптация шкалы фокуса внимания на себе и шкалы самосознания в русскоязычных версиях
Андрей В. Бочаров12* , Дмитрий А. Лебедкин12 , Александр Н. Савостьянов12 3 , Геннадий Г. Князев1
1Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины, Новосибирск, Российская Федерация
2Новосибирский государственный университет, Новосибирск, Российская Федерация
3Институт цитологии и генетики СО РАН, Новосибирск, Российская Федерация 'Почта ответственного автора: bocharovav@neuronm.ru
Аннотация
Введение. Фокус внимания на себе рассматривается как особенность личности, предрасполагающая к возникновению депрессивных и тревожных мыслей. Целью данного исследования стала валидизация русскоязычных версий опросников «Шкала самосознания» и «Шкала фокуса внимания на себе», позволяющих оценить степень фокусировки на себе. Впервые была исследована надёжность и валидность русских версий опросников. Методы. В исследовании приняли участие 149 человек (99 женщин, 50 мужчин), средний возраст - 22,6, SD = 6,9. Был использован эксплораторный и конфирматорный факторный анализ. Результаты. Применение факторного анализа выявило двухфакторную структуру «Шкалы самосознания» (субшкала «приватное самосознание» и субшкала «публичное самосознание и социальная тревожность») и однофакторную структуру «Шкалы фокуса внимания на себе». Анализ коэффициентов внутренней согласованности выявил высокую гомогенность шкал. Шкалы опросников коррелировали положительно с симптомами тревожности и депрессии и отрицательно с эмоциональной стабильностью. Шкала фокуса внимания, субшкала «публичное самосознание и социальная тревожность» и шкала «личностная тревожность» положительно коррелировали между собой. У женщин по сравнению с мужчинами были достоверно
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
выше оценки по шкале фокуса внимания и субшкале «публичное самосознание и социальная тревожность». Обсуждение результатов. Русские версии опросников показали хорошую факторную структуру и высокую внутреннюю согласованность шкал. Выявленные половые различия по шкалам соответствуют описанным в литературе. Корреляции со шкалами депрессии, тревожности и эмоциональной стабильности соответствуют теоретически предсказанным. Полученные результаты дают основание полагать, что русскоязычные версии опросников «Шкала фокуса внимания на себе» и «Шкала самосознания» являются надежными и валидными инструментами.
Ключевые слова
шкала самосознания, приватное самосознание, публичное самосознание, социальная тревожность, факторный анализ, конфирматорный анализ, надежность, валидность, депрессия
Финансирование
Работа выполнена при финансовой поддержке Российского научного фонда (РНФ) (проект № 22-15-00142).
Для цитирования
Бочаров, А. В., Лебедкин, Д. А., Савостьянов, А. Н., Князев, Г. Г. (2023). Адаптация шкалы фокуса внимания на себе и шкалы самосознания в русскоязычных версиях. Российский психологический журнал, 20(3), 97-115. https://doi.org/10.21702/rpj.2023.3.5
Введение
Чрезмерная фокусировка на себе привлекает внимание исследователей как важная личностная черта, предрасполагающая к возникновению депрессивных и тревожных мыслей (Gotlib & Joormann, 2010; Mor & Winquist, 2002). Первоначально считалось, что фокус внимания на себе в первую очередь связан с депрессией. Позднее было показано, что фокусировка на собственном «Я» также может быть связана с переживанием тревоги, когда человек сосредотачивается на потенциальной неудаче, которую боится, а не на реально существующей неудаче (Pyszczynski, Hamilton, Greenberg, Becker, 1991).
Целью настоящей работы была валидизация русскоязычных версий опросников «Шкала самосознания» (ШСС) и «Шкала фокуса внимания на себе» (ШФС), позволяющих оценить степень фокусировки на себе.
Было переведено два международных опросника - ШСС и ШФС. ШФС (Self-focused Attention Scale (Bogels, Alberts & de Jong, 1996) состоит из 11 пунктов, пять
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
из которых относятся к вниманию, направленному на собственное возбуждение в социальных ситуациях (состояние тела и эмоциональное состояние), а шесть пунктов - к вниманию, направленному на межличностное поведение.
Шкала самосознания (ШСС) (Self Consciousness Scale (Fenigstein, Scheier & Buss, 1975; Fenigstein, 1987) - опросник, состоящий из 23 пунктов и измеряющий фокус на собственном «Я», был разработан Фенигстейном и соавторами. Шкала самосознания предполагает разделение самофокусировки на себе на приватную и публичную шкалы:
Шкала «приватное самосознание» (Private Self-Consciousness Scale) оценивает склонность к интроспекции и изучению внутреннего «Я» и своих собственных чувств и определяется как степень осознания испытуемыми их собственного настроения, установок, мыслей и физического состояния;
Шкала «публичное самосознание» (Public Self-Consciousness Scale) отражает осознание человеком того, как его воспринимают другие люди, и измеряет степень осознанной озабоченности человека по поводу того, как он выглядит в социальных ситуациях. Данная форма самосознания может приводить к избыточному самоконтролю и тревожности (Carver & Scheier, 1987).
В дополнение к оценке приватного и публичного самосознания, ШСС также включает субшкалу «социальная тревожность», которая оценивает особый тип фокусирования на публичном «Я». Социальная тревожность вытекает (по крайней мере частично) из публичного самосознания, так как субъективный опыт социальной тревоги предполагает сосредоточенность на публичном «Я» (Schlenker & Leary, 1982).
Также существует опросник фокуса внимания (Woody, 1996), состоящий из двух шкал. Одна из шкал измеряет фокус внимания на себе, другая шкала измеряет фокус внимания на других людях в социальных ситуациях. Этот опросник обычно используется сразу после выполнения задания для оценки состояния испытуемого (Woody, 1996). В настоящей работе опросник фокуса внимания не использовался.
Методы Испытуемые
В исследовании приняли участие 149 человек (99 женщин, 50 мужчин), средний возраст - 22,6, SD = 6,9. От всех испытуемых было получено информированное согласие на участие в исследовании. Исследование было одобрено Локальным этическим комитетом НИИНМ.
Инструменты
Перевод опросников ШСС и ШФС был выполнен вторым автором статьи -Д. А. Лебедкиным, свободно владеющим русским и английским языками. Перевод
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
осуществлялся по смыслу, был проверен и доработан (было внесено несколько поправок для улучшения понимания пунктов опросников) остальными авторами статьи.
Помимо ШСС и ШФС был использован ряд других опросников. Выраженность симптомов депрессии выявлялась с помощью опросника Бека (Beck, Steer, Baii & Ranieri, 1996). Кроме этого, использовался хорошо известный опросник Спилбергера-Ханина для измерения личностной тревожности (State Trait Anxiety Inventory) (Spieiberger, Gorsuch & Lushene, 1970; Ханин, 1989). Для измерения личности в рамках пятифакторной модели нами был ранее переведен и валидизирован (Князев, Митрофанова, Бочаров, 2010) опросник «Маркеры факторов большой пятерки» (МФБП) (Big Five Factor Markers, URL: https://ipip.ori. org/newitemtransiations.htm (Goidberg et ai., 2006). Опросник МФБП содержит 100 коротких высказываний,на основании которыхоцениваются пять факторов «Большой пятёрки»: «Эмоциональная стабильность», «Экстраверсия», «Уступчивость», «Сознательность» и «Интеллект». Эмоциональный интеллект измерялся с помощью опросника Барчард, также переведенного и валидизированного нами (Князев, Митрофанова, Разумникова, Барчард, 2012).
Для оценки выраженности индивидуалистических и коллективистских тенденций использовались два опросника. Первый - это известный опросник Сингелиса «Коллективная и независимая Я-концепция» (Seif Construai Scaie, Singeiis, 1994). Второй опросник - Родственная Я-концепция - измеряет аффилиативные тенденции избирательно к ближайшим родственникам, или к любимому человеку (RISC, The Reiationai-Interdependent Seif-Construai (Cross, Bacon & Morris, 2000; Дорошева, Князев, Корниенко, 2016)).
Анализ данных
Анализ собранных по опросникам данных проводился в статпакете SPSS и включал оценку внутренней согласованности шкал с расчетом альфы Кронбаха и корреляции каждого пункта опросника со шкалой, а также эксплораторный и конфирматорный факторный анализ. В эксплораторном факторном анализе с помощью графика собственных значений факторов оценивалось соответствующее эмпирическим данным количество факторов, которые потом извлекались и с помощью ортогонального вращения Варимакс переводились в пространство, в котором они минимально коррелировали друг с другом. По матрице факторных нагрузок оценивали соответствие распределения пунктов опросника по факторам тому ключу, который предлагают авторы опросника. Конфирматорный факторный анализ проводили в программе AMOS и использовали для оценки соответствия теоретической модели эмпирическим данным, а также для расчета факторных нагрузок и индексов модификации модели, по которым оценивали необходимость внесения изменений в состав шкал. Для оценки внутренней согласованности шкал рассчитывались альфы Кронбаха.
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫ1Х ПРОЦЕССОВ
Результаты
Анализ психометрических показателей ШСС
Были выявлены значения КМО = 0,77 и критерий Бартлетта (р <0,0001), что говорит о целесообразности факторного анализа. В проведенном нами факторном анализе по методу главных компонент с ортогональным вращением Варимакс анализ собственных значений факторов показал, что оптимальным для наших данных является двухфакторное решение, так как на графике был виден явный перелом после двух первых факторов (собственные значения первых шести факторов: 4.6, 2.6, 1.6, 1.2, 1.0, 1.0). При извлечении двух факторов было видно, что пункты шкал социальной тревожности и публичного самосознания грузятся на один фактор. Поэтому было принято решение создать две субшкалы - субшкала «Приватное самосознание» (ПСС) и субшкала «Публичное самосознание и социальная тревожность» (ПССТ).
Далее был проведен анализ надежности этих шкал и корреляций их пунктов со средними значениями по шкалам. Было выявлено, что четыре пункта слабо коррелировали со своими шкалами. Удаление этих пунктов привело к увеличению альф Кронбаха: ПСС (а = 0,75) и ПССТ (а = 0,83), что свидетельствует о хорошей внутренней согласованности этих шкал. Начальные собственные значения и факторные нагрузки представлены в таблицах 1 и 2.
Таблица 1
Начальные собственные значения опросников ШСС и ШФС (N=149) Начальные собственные значения Начальные собственные значения
опросника ШСС опросника ШФС
Всего % дисперсии Кумулятивный % Всего % дисперсии Кумулятивный %
4,64 24,44 24,44 4,66 42,35 42,35
2,63 13,83 38,27 1,26 11,41 53,77
1,55 8,14 46,41 1,16 10,53 64,29
1,21 6,34 52,75 0,78 7,07 71,36
1,05 5,52 58,27 0,70 6,34 77,71
1,00 5,28 63,54 0,57 5,15 82,86
0,89 4,68 68,23 0,51 4,60 87,46
0,86 4,54 72,76 0,45 4,05 91,51
0,76 3,98 76,74 0,39 3,58 95,09
0,66 3,45 80,20 0,30 2,76 97,86
0,63 3,31 83,51 0,24 2,14 100,00
0,56 2,95 86,46
0,53 2,77 89,22
0,46 2,42 91,64
0,42 2,21 93,85
0,34 1,79 95,64
0,31 1,62 97,26
0,27 1,41 98,67
0,25 1,33 100,00
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Таблица 2 Факторные нагрузки пунктов опросника ШСС ^ = 149)
Вопрос опросника ШСС Факторные нагрузки
6. Я обычно беспокоюсь о том, чтобы произвести хорошее впечатление на окружающих. 0,73 0,17
14. Обычно я беспокоюсь о том, чтобы создать хорошее впечатление о себе. 0,72 0,15
4. Мне нужно время, чтобы преодолеть свою застенчивость в новых ситуациях. 0,71 0,09
19. Я беспокоюсь о том, что другие люди думают обо мне. 0,71 0,07
10. Я очень легко смущаюсь. 0,65 0,10
8. Я испытываю трудности при выполнении работы, когда кто-то наблюдает за мной. 0,61 0,09
16. Я чувствую тревогу, когда выступаю перед группой людей. 0,59 0,05
23. Большие группы людей меня нервируют. 0,57 -0,10
12. Мне не трудно заговорить с незнакомыми людьми. -0,51 -0,06
1. Я всегда пытаюсь разобраться в самом себе. -0,03 0,76
5. Я много размышляю о самом себе. 0,11 0,74
15. Я постоянно думаю о причинах своих поступков. 0,24 0,67
13. Я обычно внимателен к своим внутренним ощущениям. -0,16 0,51
9. Я никогда не изучаю себя внимательно и пристально. 0,07 -0,50
17. Прежде чем выйти из дома, я проверяю, как выгляжу. 0,34 0,48
18. Я иногда мысленно делаю шаг назад, чтобы рассмотреть себя со стороны. 0,08 0,48
7. Я часто становлюсь объектом собственных фантазий. 0,06 0,45
2. Я озабочен тем, каким образом я делаю дела. 0,17 0,43
20. Я быстро замечаю изменения в своем настроении. 0,10 0,41
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫ1Х ПРОЦЕССОВ
На рисунке 1 представлены результаты конфирматорного анализа двухфакторного решения. По общепринятым стандартам, показатели соответствия (CFI и больше 0,9 и RMSEA меньше или равно 0,05) можно интерпретировать как свидетельство хорошего соответствия модели эмпирическим данным. Все регрессионные веса латентных факторов ПСС и ПССТ на свои пункты достоверны и выше 0,3. Нужно, однако, отметить два крослодинга от фактора ПССТ на пункты 15 и 17 фактора ПСС, которые пришлось ввести в соответствии с индексами модификации. Это говорит о неполной независимости шкал ПСС и ПССТ. Тем ни менее, корреляция между факторами была невелика (0,18) и недостоверна (р = 0,98). Кроме того, отдельная структурная модель с одним фактором вместо двух показала низкие индексы соответствия и должна быть отвергнута.
Рисунок 1
Результаты конфирматорного факторного анализа опросника ШСС. (х2 = 208.2, р <0,001, CFl = 0.91, ШI = 0,91, RMSEA = 0,05, df = 145). Приведены стандартизованные регрессионные
веса
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Опросник ШФС
Были выявлены значения КМО = 0,85 и критерий Бартлетта (p <0,0001). Анализ собственных значений факторов в факторном анализе по методу главных компонент показал отчетливое преимущество однофакторного решения (собственные значения первых шести факторов: 4.7, 1.3, 1.2, 0.8, 0.7, 0.6). Начальные собственные значения опросника ШФС представлены в таблице 1. Альфа Кронбаха (а = 0,86) и корреляции пунктов со средним значением (все выше 0,3) указывали на хорошую внутреннюю согласованность. Конфирматорный анализ подтвердил соответствие однофакторной модели эмпирическим данным (х2 = 76,4, p <0,001, CFI = 0,93, IFI = 0,93, RMSEA = 0,082, df = 39). Согласно Browne & Cudeck (1993), значение RMSEA меньше или равное 0,05 указывает на близкое соответствие, a значение меньше 0,08 предполагает приемлемое соответствие модели (Browne & Cudeck, 1993). Другие авторы считают, что значение RMSEA в диапазоне от 0,05 до 0,1 считается показателем приемлемого соответствия модели, а при значениях выше 0,1 модель не рассматривается (MacCallum et al., 1996). Однако, эти предложения в значительной степени основаны на интуиции, а не на статистическом обосновании (Marsh, Hau & Wen, 2004). В своем исследовании Kenny, Kaniskan & McCoach (2015) показали, какой процент корректно указанных моделей может быть некорректно отклонен на основании RMSEA меньше 0,1 в зависимости от разных размеров выборки и степеней свободы. Авторы утверждают, что для моделей с малым размером выборки и числом степеней свободы, RMSEA часто может ошибочно указывать на плохое соответствие модели (Kenny, Kaniskan & McCoach, 2015). Выявленное в нашей работе для опросника ШФС значение RMSEA = 0,082 может быть связано с небольшим размером выборки и числом степеней свободы. Выявленные для опросника ШФС значения показателей CFI и IFI больше 0,9 указывают на хорошее соответствие модели эмпирическим данным.
T-тест для независимых выборок показал, что оценки ШФС и ПССТ были достоверно выше у женщин, чем у мужчин (t = 4,2, p <0,001 и t = 6,7, p <0,001, соответственно).
Для анализа конструктной надежности опросников ШСС и ШФС у тех же испытуемых были получены данные по известным, ранее нами переведенным и валидизированным опросникам, которые на этой выборке показали следующие индексы внутренней согласованности:
• Опросник Бека (BDI-II) (Beck et al., 1996) на выраженность симптомов
депрессии (а = 0,92);
• Опросник личностной тревожности (TA) (Spielberger et al., 1970; Ханин, 1989)
(а = 0,90);
• Опросник «Маркеры факторов большой пятерки» (МФБП) (Goldberg, 2001;
Князев и др., 2010) со шкалами экстраверсии (а = 0,74), уступчивости (а = 0,74),
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
сознательности (а = 0,73), эмоциональной стабильности (а = 0,87) и интеллекта
(а = 0,67);
• Опросник на эмоциональный интеллект (ЭИ, Князев и др., 2012) (а = 0,88).
• Опросник Сингелиса «Коллективная (коллективизм, а = 0,78) и независимая
(индивидуализм, а = 0,84) Я-концепция» (Singeiis, 1994).
В таблице 3 приведены статистически значимые коэффициенты корреляций Спирмена шкал ШШС и ШФС со шкалами этих опросников, а также средние и стандартные отклонения шкал. Шкалы ШШС и ШФС не коррелировали статистически значимо со шкалой сознательности опросника МФБП. Мы не делали поправку Бонферрони на количество корреляций, так как в данном случае важен паттерн ассоциаций, а не достоверность каждой корреляции. Тем ни менее, поправка Бонферрони дает в данном случае (0,05/27 = 0,0018), поэтому все корреляции, помеченные тремя звездочками (p <0,001), остаются достоверными даже с поправкой.
ШФС и ПССТ показывают схожий паттерн корреляций. Они коррелировали положительно с выраженностью симптомов депрессии и тревожности, а также с коллективизмом, и отрицательно с экстраверсией, эмоциональной стабильностью, интеллектом и индивидуализмом.
Похожие корреляции были выявлены для ПСС. Так, ПСС коррелирует положительно с депрессией (BDI-II) и отрицательно с эмоциональной стабильностью. В отличие от ШФС и ПССТ, ПСС положительно коррелирует с интеллектом. Кроме того, ПСС положительно коррелирует с уступчивостью и ЭИ (эмоциональным интеллектом).
Между собой шкалы коррелировали следующим образом: ШФС-ПССТ ((р) = 0,53, p <0,001), ШФС-ПСС ((р) = 0,19, p = 0,024), ПССТ-ПСС ((р) = 0,22, p = 0,007).
Таблица 3
Корреляции шкал ШСС и ШФС со шкалами других опросников (N=149)
Шкалы опросников ШФС (19,3 ± 8,7) ПССТ (14,8 ± 6,1) ПСС (19,6 ± 5,2)
BDI-II (10,9 ± 10,2) 0,36*** 0,28** 0,11
TA (47,8 ± 9,9) 0 44*** 0,52*** 0,14
Экстраверсия (34,9 ± 7,37) -0,24** -0,32*** 0,061
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
ШФС ПССТ ПСС
Шкалы опросников
(19,3 ± 8,7) (14,8 ± 6,1) (19,6 ± 5,2)
Уступчивость
0,08 0,12 0,23**
(40,8 ± 6,03)
Эмоциональная стабильность -0,31*** -0,37*** -0,2*
(26,9 ± 8,1)
Интеллект
-0,29** -0,3*** 0,26**
(40,6 ± 5,8)
ЭИ (232,1 ± 25,6) 0,1 0,22** 0,32***
Коллективизм
0,17* 0,22** 0,04
(57,6 ± 10,8)
Индивидуализм
-0,27** -0,26** 0,12
(53,8 ± 9,6)
Примечание. ***достоверно на уровне р <0,001; **достоверно на уровне р <0,01; *достоверно на уровне р <0,05.
Обсуждение результатов
Анализ факторной структуры опросника ШФС, выполненный с помощью эксплораторного и конфирматорного факторного анализа, подтвердил хорошее соответствие однофакторной модели эмпирическим данным, Альфа Кронбаха (выше 0,86) и корреляции пунктов со средним значением (все выше 0,3) указывали на высокую внутреннюю согласованность.
Анализ коэффициентов внутренней согласованности опросника ШСС также показал хорошую гомогенность шкал ШСС. Исходно предполагается, что ШСС содержит три субшкалы - «Приватное самосознание» (ПСС), «Публичное
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
самосознание» и «Социальная тревожность». Проведенный нами факторный анализ опросника ШСС показал преимущественно двухфакторное решение и было создано две субшкалы - ПСС и ПССТ. Публичное самосознание относится к тем аспектам поведения, в которых потребности, желания или реакции других людей признаются и принимаются во внимание. Оно обусловлено стремлением к социальному одобрению и желанием учитывать влияние, которое то или иное действие может оказать на впечатление других о себе (Carver & Scheier, 2000). По мнению авторов опросника, социальная тревожность вытекает из публичного самосознания, но осознание публичного «Я» само по себе недостаточно для возникновения социальной тревоги. У человека должно также присутствовать чувство страха по поводу того, что его/ее оценивают другие люди в социальном контексте, или сомнения в том, что он/она способен создать адекватную самопрезентацию (Scheier & Carver, 1985).
Шкалы ПССТ и ШФС сильно коррелировали между собой. Согласно Noda, Okawa, Shirotsuki, Sasagawa, & Bögeis (2021) сфокусированное на себе внимание, по-видимому, является основным механизмом поддержания социальной тревожности. Так, применение методик снижения концентрации внимания на себе помогало предотвратить и лечить социальную тревожность (Vriends, Meral, Bargas-Avila, Stadier & Bögeis, 2017). В целом выявленная корреляционная связь согласуется с данными иностранных исследований о связи ШФС с социальной тревожностью (Poole & Henderson, 2022; Woody, Chambless, Glass, 1997), а также с тем, что выявленная нами шкала ПССТ включает в себя вопросы социальной тревожности. Также, шкалы ШФС и ПССТ были сильно связаны с личностной тревожностью, что, вероятно, объясняется схожестью этих конструктов.
Согласно исследованиям, приватная и публичная формы самосознания рассматриваются как свойства личности, которые относительно стабильны, но слабо связаны друг с другом (Bögels et al., 1996). В нашем исследовании было выявлено два кросслодинга от фактора ПССТ на пункты фактора ПСС, что говорит о неполной независимости шкал ПСС и ПССТ, и небольшая корреляция между ними согласуется с данными других исследований (Bögels et al., 1996). В целом, паттерн корреляций опросников друг с другом и с личностными шкалами соответствует тому, что было описано в литературе для исходных англоязычных шкал (Scheier & Carver, 1985).
У женщин по сравнению с мужчинами были достоверно выше оценки ШФС и ПССТ. Это согласуется с данными о связях ШФС с социальной тревожностью (Woody et al., 1997; Poole & Henderson, 2022) и результатами исследований, показавших, что у женщин публичное самосознание (Bögels et al., 1996) и симптомы социальной тревоги выражены сильнее, чем у мужчин (Баринов, 2011; Asher, Asnaani & Aerka, 2017). Таким образом, можно заключить, что обнаруженный нами паттерн половых различий хорошо согласуется с установленными фактами, что является подтверждением валидности шкал ШФС и ПССТ.
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Интересно, что была выявлена противоположная направленность корреляций со шкалой «Интеллект» опросника МФБП. Так, шкалы ПССТ и ШФС были отрицательно связаны со шкалой «Интеллект», тогда как ПСС была связана положительно. Шкала «Интеллект» связана с такими свойствами, как высокая самооценка, активность и склонность к риску (Князев и др., 2010). Шкала публичного самосознания связана с конформностью, низкой самооценкой и низким уровнем принятия риска (Tunnel, 1984). Отрицательные корреляции Интеллекта со шкалами ШФС и ПССТ согласуются с тем, что шкалы связаны с социальной тревожностью, которая в свою очередь также сочетается с низкой самооценкой, низкой активностью и заторможенностью (Никитина и Холмогорова, 2011; Dale, Vanderloo, Moore & Faulkner, 2019; Jiang & Ngien, 2020). Согласно Carver & Scheier (1987) ПСС связано с преследованием личных, эгоцентрических интересов и не требует от человека учитывать реакции других людей на то, что он делает (Carver & Scheier, 1987). Возможно, что положительная корреляция интеллекта со шкалой ПСС может быть связана с более высокой активностью и склонностью к риску у людей с высоким уровнем ПСС, так как они в меньшей степени подвержены необходимости социального одобрения, которое может сдерживать проявление активности.
Следует отметить, что шкала ПСС слабо коррелировала с депрессией ((р) = 0,11; p = 0,17), что согласуется с данными других исследований (Takishima-Lacasa, Higa-McMillan, Ebesutani, Smith & Chorpita, 2014). ПСС - это тип сфокусированного внимания на себе, при котором индивиды оценивают свои действия, не принимая во внимание социальный контекст, что, вероятно, в меньшей степени может иметь негативный оттенок, по сравнению с ШФС и ПССТ. Согласно Mor & Winquist (2002), фокус внимания на себе является дезадаптивным, когда человек обнаруживает «негативное» несоответствие между настоящим «я» и сравниваемым стандартом и не в состоянии минимизировать это несоответствие. При переживании негативных жизненных событий такое несоответствие будет особенно заметно (Mor & Winquist, 2002). Появлению депрессии способствует наличие стойкого негативного аффекта (Котова, Беляев, Акарачкова, 2021). Можно предположить, что фокус внимания на себе будет предрасполагать к усилению депрессии и негативного аффекта при переживании негативных событий.
Важно отметить, что все три шкалы коррелировали положительно с симптомами депрессии и отрицательно с эмоциональной стабильностью. Результаты корреляционного анализа позволяет считать созданную нами русскоязычную версию опросников адекватной. В целом, полученные результаты позволяют заключить, что что русские версии ШФС и ШСС достаточно надежны, и факторная структура опросников соответствует теоретической.
Заключение
Суммируя результаты нашего анализа, можно заключить, что русские версии ШФС и ШСС показали отличные психометрические свойства (высокая внутренняя
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
согласованность шкал и хорошая факторная структура). Выявленные половые различия в оценках по шкалам ШФС и ПССТ соответствуют описанным в литературе. Корреляции со шкалами депрессии, тревожности и эмоциональной стабильности соответствуют теоретически предсказанным. Все это дает основание считать, что русские версии ШФС и ШСС являются надежными и валидными опросниками.
Выводы
• Факторной анализ структуры русских версий опросников выявил двухфакторную структуру опросника «Шкала самосознания» (субшкала «Приватное самосознание» и субшкала «Публичное самосознание и социальная тревожность») и однофакторную структуру опросника «Шкала фокуса внимания на себе»;
• Все три шкалы опросников показали высокую внутреннюю согласованность шкал и коррелировали положительно с симптомами депрессии и отрицательно с эмоциональной стабильностью;
• Выявленные результаты соответствуют теоретически предсказанным и данным иностранных исследований, что указывает на надежность и валидность русских версий опросников «Шкала самосознания» и «Шкала фокуса внимания на себе».
Ограничения исследования
Выборка состояла из студентов высших учебных заведений (99 женщин и 50 мужчин) и, таким образом, не является репрезентативной в качественном аспекте. Значение RMSEA опросника ШФС было больше порогового значения (RMSEA = 0,82), что может быть связано с небольшим размером выборки и числом степеней свободы (Kenny, Kaniskan & McCoach, 2015).
Литература
Баринов, Д. Н. (2011). Константы общественного бытия как фактор возникновения социальной тревожности. Вестник РГГУ. Серия «Философия. Социология. Искусствоведение», 5(65), 110-119. Дорошева, Е. А., Князев, Г. Г., Корниенко, О. С. (2016). Валидизация русскоязычных версий
двух опросников Я-концепции. Психологический журнал, 57, 99-112. Князев, Г.Г., Митрофанова, Л.Г., Бочаров, А.В. (2010). Валидизация русской версии маркеров факторов большой пятерки из международного пула личностных вопросов Гольдберга. Психологический журнал, 51, 100-110. Князев, Г. Г., Митрофанова, Л. Г., Разумникова, О. М., Барчард, К. (2012). Адаптация русскоязычной версии опросника эмоционального интеллекта Барчард. Психологический журнал, 55, 112-120. Котова, О. В., Беляев, А. А., Акарачкова, Е. С. (2021). Современные методы диагностики и лечения тревожных и депрессивных расстройств. Русский медицинский журнал.
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Медицинское обозрение, 5(10), 648-653. https://doi.org/10.32364/2587-6821-2021-5-10-648-653
Никитина, И. В., Холмогорова, А. Б. (2011). Социальная тревожность: содержание понятия и основные направления изучения. Часть 2. Социальная и клиническая психиатрия, 21(1), 60-67.
Ханин, Ю. Л. (1989). Кросс-культурные перспективы диагностики индивидуальных
различий. Вопросы психологии, 4, 118-125. Asher, M., Asnaani, A., & Aerka (2017). Gender differences in social anxiety disorder: A review.
Clinical Psychology Review, 56, 1-12. https://doi.org/10.1016/j.cpr.2017.05.004 Beck, A. T., Steer, R. A., Ball, R., & Ranieri, W. F. (1996). Comparison of Beck Depression Inventories-IA and-II in psychiatric outpatients. Journal of personality assessment, 67(3), 588-597. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa6703_13 Bogels, S. M., Alberts, M., & de Jong, P. J. (1996). Self-consciousness, self-focused attention, blushing propensity and fear of blushing. Personality and Individual Differences, 21(4), 573-581. https://doi.org/10.1016/0191-8869(96)00100-6 Browne, M.W., & Cudeck, R. (1993). Alternative ways of assessing model fit. In Bollen, K.A. &
Long, J.S. [Eds.] Testing structural equation models. Newbury Park. Carver, C. S., & Scheier, M. F. (1987). The blind men and the elephant: Selective examination of the public-private literature gives rise to a faulty perception. Journal of personality, 55(3), 525-541. https://doi.org/10.1111/j.1467-6494.1987.tb00449.x Carver, C. S., & Scheier, M. F. (2000). Perspectives on personality (4th ed.). Boston: Allyn &
Bacon. https://doi.org/10.1016/B978-012109890-2/50032-9 Cross, S. E., Bacon, P. L., & Morris, M. L. (2000). The relational-interdependent self-construal and relationships. Journal of personality and social psychology, 78(4), 791-808. https:// doi.org/10.1037/0022-3514.78.4.791 Dale, L. P., Vanderloo, L., Moore, S., & Faulkner, G. (2019). Physical activity and depression, anxiety, and self-esteem in children and youth: An umbrella systematic review. Mental Health and Physical Activity, 16, 66-79. https://doi.org/10.1016/j.mhpa.2018.12.001 Fenigstein, A., Scheier, M. F., & Buss, A. H. (1975). Public and private self-consciousness: Assessment and theory. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 43(4), 522-527. https://doi.org/10.1037/h0076760 Fenigstein, A. (1987). On the nature of public and private self-consciousness. Journal of
personality, 55(3), 543-554. https://doi.org/10.1111/j.1467-6494.1987.tb00450.x Goldberg, L. R., Johnson, J. A., Eber, H. W., Hogan, R., Ashton, M. C., Cloninger, C. R., & Gough, H. G. (2006). The international personality item pool and the future of public-domain personality measures. Journal of Research in personality, 40(1), 84-96. https:// doi.org/10.1016/jjrp.2005.08.007 Gotlib, I. H., & Joormann, J. (2010). Cognition and depression: current status and future directions. Annual review of clinical psychology, 6, 285-312. https://doi.org/10.1146/ annurev.clinpsy.121208.131305 Jiang, S., & Ngien, A. (2020). The effects of Instagram use, social comparison, and self-esteem on social anxiety: A survey study in Singapore. Social Media+ Society, 6(2). https://doi. org/10.1177/2056305120912488 Kenny, D. A., Kaniskan, B., & McCoach, D. B. (2015). The performance of RMSEA in models with small degrees of freedom. Sociological methods & research, 44(3), 486-507. https://doi. org/10.1177/0049124114543 MacCallum, R. C., Browne, M. W., & Sugawara, H. M. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological methods, 1(2), 130-149. https://doi.org/10.1037/1082-989X.12.130
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫ1Х ПРОЦЕССОВ
Marsh, H. W., Hau, K. T., & Wen, Z. (2004). In search of golden rules: Comment on hypothesistesting approaches to setting cutoff values for fit indexes and dangers in overgeneralizing Hu and Bentler's (1999) findings. Structural Equation Modeling, 11, 320-341. https://doi. org/10.1207/s15328007sem1103_2 Mor, N., & Winquist, J. (2002). Self-focused attention and negative affect: a meta-analysis.
Psychological bulletin, 128(4), 638. https://doi.org/10.1037//0033-2909.128.4.638638 Noda, S., Okawa, S., Shirotsuki, K., Sasagawa, S., & Bogels, S. M. (2021). The Japanese self-focused attention scale: Factor structure, internal consistency, convergent, and discriminant validity. Journal of clinical psychology, 77(9), 2011-2026. https://doi.org/10.1002/jclp.23133 Poole, K. L., & Henderson, H. A. (2022). Shyness, self-focused attention, and behavioral mimicry during social interaction. Journal of Research in Personality, 98. https://doi.org/10.1016/j. jrp.2022.104225
Pyszczynski, T., Hamilton, J. C., Greenberg, J., & Becker, S. E. (1991). Self-awareness and psychological dysfunction. Handbook of social and clinical psychology: The health perspective. Pergamon Press. Scheier, M.F., & Carver, C. S. (1985). The Self-Consciousness Scale: A revised version for use with general populations. Journal of Applied Social Psychology, 15(8), 687-699. https:// doi.org/10.1111/j.1559-1816.1985.tb02268.x Schlenker, B. R., & Leary, M. R. (1982). Social anxiety and self-presentation: A conceptualization and model. Psychological Bulletin, 92, 641-669. https://doi.org/10.1037/0033-2909.92.3.641
Singelis, T. M. (1994). The measurement of independent and interdependent self-construals.
Personality and social psychology bulletin, 20(5), 580-591. Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., & Lushene, R. E. (1970). Manual for the State-Trait Anxiety
Inventory. Consulting Psychologists Press. Takishima-Lacasa, J. Y., Higa-McMillan, C. K., Ebesutani, C., Smith, R. L., & Chorpita, B. F. (2014). Self-consciousness and social anxiety in youth: the Revised Self-Consciousness Scales for Children. Psychological assessment, 26(4), 1292. https://doi.org/10.1037/a0037386 Tunnel, G. (1984). The discrepancy between private and public selves: Public self-consciousness and its correlates. Journal of Personality Assessment, 48, 549-555. https://doi.org/10.1207/ s15327752jpa4805_15
Vriends, N., Meral, Y., Bargas-Avila, J. A., Stadler, C., & Bogels, S. M. (2017). How do I look? Self-focused attention during a video chat of woman with social anxiety(disorder). Behaviour Research and Therapy, 92, 77-86. https://doi.org/10.1016/j.brat.2017.02.008 Woody, S. R. (1996). Effects of focus of attention on anxiety levels and social performance of individuals with social phobia. Journal of abnormal psychology, 105(1), 61-69. https://doi. org/10.1037/0021-843X.105.1.61 Woody, S. R., Chambless, D. L., & Glass, C. R. (1997). Self-focused attention in the treatment of social phobia. Behaviour research and therapy, 35(2), 117-129. https://doi.org/10.1016/ S0005-7967(96)00084-8
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫ1Х ПРОЦЕССОВ
Приложения
Опросник «Шкала самосознания» Инструкция
Прочитайте внимательно каждое из приведенных ниже утверждений. Для каждого утверждения укажите, насколько оно подходит Вам, используя варианты ответа: 3 = Очень похоже на меня; 2 = В какой-то степени похоже на меня; 1 = Немного похоже на меня; 0 = Совсем не похоже на меня.
Постарайтесь быть максимально честны и точны. Помните, что здесь нет правильных или неправильных ответов.
Текст опросника
1 Я всегда пытаюсь разобраться в самом себе. ПСС+
2 Я озабочен тем, каким образом я делаю дела. ПСС+
3 В общем, я не очень хорошо самого себя представляю. ПСС+
4 Мне нужно время, чтобы преодолеть свою застенчивость в новых ситуациях. ПССТ+
5 Я много размышляю о самом себе. ПСС+
6 Я обычно беспокоюсь о том, чтобы произвести хорошее впечатление на окружающих. ПССТ+
7 Я часто становлюсь объектом собственных фантазий. ПСС+
8 Я испытываю трудности при выполнении работы, когда кто-то наблюдает за мной. ПССТ+
9 Я никогда не изучаю себя внимательно и пристально. ПСС-
10 Я очень легко смущаюсь. ПССТ+
11 Я осознаю то, как я выгляжу. ПССТ+
12 Мне не трудно заговорить с незнакомыми людьми. ПССТ-
13 Я обычно внимателен к своим внутренним ощущениям. ПСС+
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
14 Обычно я беспокоюсь о том, чтобы создать хорошее впечатление о себе. ПССТ+
15 Я постоянно думаю о причинах своих поступков. ПСС+
16 Я чувствую тревогу, когда выступаю перед группой людей. ПССТ+
17 Прежде чем выйти из дома, я проверяю, как выгляжу. ПСС+
18 Я иногда мысленно делаю шаг назад, чтобы рассмотреть себя со стороны. ПСС+
19 Я беспокоюсь о том, что другие люди думают обо мне. ПССТ+
20 Я быстро замечаю изменения в своем настроении. ПСС+
21 Я обычно осознаю свою внешность. ПССТ+
22 Я осознаю, как работает моё мышление, когда я решаю проблему. ПСС+
23 Большие группы людей меня нервируют. ПССТ+
Ключ
Совсем не похоже на меня (0 баллов); Немного похоже на меня (1 балл); В какой-то степени похоже на меня (2 балла); Очень похоже на меня (3 балла). 9 и 12 утверждения идут с обратной кодировкой: Совсем не похоже на меня (3 балла); Немного похоже на меня (2 балла); В какой-то степени похоже на меня (1 балл); Очень похоже на меня (0 баллов).
Опросник «Шкала фокуса внимания на себе» Инструкция
Прочитайте внимательно каждое из приведенных ниже утверждений и выберете вариант ответа, который наиболее подходит для Вас.
В присутствии других людей я постоянно сосредотачиваюсь на том...
№ очень
никогда редко иногда часто часто
1 бьется ли мое сердце достаточно хорошо ли
2 я владею социальными
навыками
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫ1Х ПРОЦЕССОВ
№ очень
никогда редко иногда часто часто
3
7
веду ли я себя напряженно
4 бегло ли я говорю
5
контролирую ли я свое дыхание
насколько хорошо я участвую в разговоре
выгляжу ли я напряжённо
8 прилично ли я себя веду
9 краснею ли я, дрожу или потею
6
понимаю ли я, что
10
говорят другие
11 насколько напряженно я
себя чувствую
Ключ
Никогда (0 баллов); редко (1 балл); иногда (2 балла); часто (3 балла); очень часто (4 балла).
Поступила в редакцию: 14.02.2023 Поступила после рецензирования: 04.04.2023 Принята к публикации: 06.06.2023
Заявленный вклад авторов
Андрей Викторович Бочаров - интерпретация результатов, написание статьи; Дмитрий Алексеевич Лебедкин - перевод опросника;
Александр Николаевич Савостьянов - проведение исследования, перевод опросника;
Геннадий Георгиевич Князев - планирование исследования, анализ и интерпретация результатов, написание статьи.
ПСИХОФИЗИОЛОГИЯ, ИССЛЕДОВАНИЕ КОГНИТИВНЫХ ПРОЦЕССОВ
Информация об авторах
Бочаров Андрей Викторович - кандидат биологических наук, старший научный сотрудник, Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины; Новосибирский государственный университет, Новосибирск, Российская Федерация; Web of Science ResearcherID: N-5397-2016; Scopus Author ID: 35517410800; SPIN-код РИНЦ: 3173-7507; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0003-2841-3280; e-mail: bocharovav@neuronm.ru
Лебедкин Дмитрий Алексеевич - лаборант-исследователь, Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины; Новосибирский государственный университет, Новосибирск, Российская Федерация; Scopus Author ID: 57383594900; SPIN-код РИНЦ: 5356-9884; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0002-4356-9067; e-mail: lebedkinda@neuronm.ru
Савостьянов Александр Николаевич - кандидат биологических наук, доктор философских наук, доцент, ведущий научный сотрудник, заведующий лабораторией психологической генетики ИЦиГ СО РАН; заведующий кафедрой фундаментальной и прикладной лингвистики гуманитарного института Новосибирского государственного университета; ведущий научный сотрудник, Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины, Новосибирск, Российская Федерация; Web of Science ResearcherID: N-3020-2014; Scopus Author ID: 6506101859; SPIN-код РИНЦ: 5809-9195; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0002-3514-2901; e-mail: a-sav@mail.ru
Князев Геннадий Георгиевич - доктор биологических наук, доцент, главный научный сотрудник, заведующий лабораторией дифференциальной психофизиологии Научно-исследовательского института нейронаук и медицины, Новосибирск, Российская Федерация; Web of Science ResearcherID: F-6095-2010; Scopus Author ID: 6701684838; SPIN-код РИНЦ: 6952-5769; ORCID ID: https://orcid.org/0000-0002-8628-4678; e-mail: knyazevgg@neuronm.ru
Информация о конфликте интересов
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.
