CC BY
7
СОВРЕМЕННЫЕ ТЕНДЕНЦИИ В ПСИХОЛОГИИ
УДК 159.9.072; 159.9.075
DOI 10.26425/1816-4277-2023-9-244-254
Дефицитарный страх как модулятор самовосприятия «верящий» у студентов на этапе самоизоляции
»
Басимов Михаил Михайлович
Д-р психол. наук, вед. науч. сотр. Научного центра по исследованию истории и развития мировых цивилизаций
ORCID: 0000-0001-5380-1125, e-mail: [email protected]
Университет мировых цивилизаций имени В.В.Жириновского, г. Москва, Россия
Аннотация
Ключевые слова
В статье рассматривается как дефицитарный страх влияет на формиро- Психологическое исследование, де-вание актуального самовосприятия «верящий» у студентов в период са- фицитарный страх, актуальное само-моизоляции (пандемия Covid-19). Дефицитарный страх в причинно- восприятие, неверящий, верящий, ста-следственной картине определился как причина, влияющая на динамику тистическая зависимость, линейный, актуального самовосприятия «Неверящий — верящий». Для анализа стати- нелинейный стических связей использовался авторский метод, основанный на общем сравнении всех квантильных разбиений данных по каждому изучаемому параметру. Эта зависимость представлена в виде несимметричного колебания, когда корреляция очень слабая и даже не является значимой. Она демонстрирует один из двух главных типов ошибок интерпретации результатов корреляционного анализа, которые игнорируются в психологическом сообществе. Подробная психологическая интерпретация выявленной связи показывает насколько опасно, особенно при практическом использовании результатов, оставаться в рамках линейных представлений при рассмотрении сложных психологических явлений и процессов. Кроме того, наглядно разобраны три графика зависимостей показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» от трех показателей страха (конструктивного, дефицитарного и деструктивного), когда все связи в рамках корреляционного анализа крайне слабые, но при нелинейном подходе одна из трех зависимостей сильная как простейшая нелинейная.
Для цитирования: Басимов М.М. Дефицитарный страх как модулятор самовосприятия «верящий» у студентов на этапе самоизоляции// Вестник университета. 2023. № 9. С. 244—254.
© Басимов М.М., 2023.
Статья доступна по лицензии Creative Commons «Attribution» («Атрибуция») 4.0. всемирная (http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/).
CURRENT TRENDS IN PSYCHOLOGY
Deficit fear as a modulator of disbelief in the framework of self-perception among students at the stage of self-isolation
Mikhail M. Basimov
Dr. Sci. (Psy.), Leading Researcher at the Scientific Center for the Study of the History and Development of World Civilizations
ORCID: 0000-0001-5380-1125, e-mail: [email protected]
Zhirinovsky University of World Civilizations, Moscow, Russia
Abstract
The article examines how deficit fear affects the formation of the actual self-perception of "believer" among students during the period of self-isolation (Covid-19 pandemic). The deficit fear in the causal picture was determined as the reason influencing the dynamics of the actual self-perception of the "Unbeliever-believer". To analyze statistical relationships, the author's method was used, based on a general comparison of all quantile data partitions for each studied parameter. This dependence is represented as an asymmetric oscillation when the correlation is very weak and not even significant. It demonstrates one of the two main types of errors in the interpretation of the results of correlation analysis, which are ignored in the psychological community. A detailed psychological interpretation of the revealed connection shows how dangerous it is, especially when using the results in practice, to remain within the framework of linear representations when considering complex psychological phenomena and processes. In addition, three graphs of the dependencies of the indicator of the actual self—perception "Unbeliever — believer" on three indicators of fear (constructive, deficit and destructive) are clearly analyzed, when all the connections within the correlation analysis are extremely weak, but with a nonlinear approach, one of the three dependencies is strong as the simplest nonlinear.
Keywords
Psychological research, deficient fear, actual self-perception, disbelief, trusting, statistical dependence, linear, non-linear
For citation: Basimov M.M. (2023) Deficit fear as a modulator of disbelief in the framework of self-perception among students at the stage of self-isolation. Vestnik universiteta, no. 9, pp. 244—254.
© Basimov M.M., 2023.
This is an open access article under the CC BY 4.0 license (http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/).
ВВЕДЕНИЕ
Эмпирическое исследование, в рамках которого влияние дефицитарного страха на формирование актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» рассматривается как объект, прежде всего, нелинейной психологии, посвящено изучению студентов, находящихся в условиях самоизоляции в период пандемии Соу1ё-19, которой посвящены и другие многочисленные публикации 2020—2022 гг. [1; 2].
В исследовании изучались три шкалы страха в рамках Я-структурного теста Г. Аммона, одна из которых включает дефицитарный страх, анализируемый в рамках настоящей статьи.
В своей основе тревога представляет собой важнейший регулятор взаимоотношений индивидуума и среды. Другими словами, именно она позволяет ориентироваться субъекту в сложном мире объективных отношений. Тревога необходима как «условие проявления активности, приобретения нового опыта, поддержания и развития Я-идентичности» [3, с. 280]. Гибкость индивидуальности и творческая активность могут подпитываться тревогой, но только достаточно умеренной. Высокий уровень тревожности в основном подавляет активность личности и не позволяет ей выстраивать систему оценок своих поступков. «Опасность, по мнению G. Лтшоп, необходимым образом присуща действительности, а потому наличие определенного уровня чувства тревоги/страха обязательно для нормального развития Я-идентичности» [3, с. 280].
Самовосприятие «может быть определено как образ себя. Оно входит в структуру самосознания, а его механизмом служит сравнение себя с другими людьми» [4, с. 49]. Особенности самовосприятия студентов, как и тревожность, хорошо изучены [5—11]. Однако автору данной статьи не удалось найти работ, отражающих характер связи шкал страха и актуального самовосприятия, что свидетельствует, вероятно, о необходимости выхода за рамки линейного мировоззрения, а значит и об актуальности темы предлагаемого аналитического исследования.
В статье подробно рассматривается, как показатель дефицитарного страха, который однозначно несет только деструктивное начало, влияет на динамику актуального самовосприятия доверия другим людям, измеряемого показателем «Неверящий — верящий».
МЕТОДЫ И МЕТОДИКИ ИССЛЕДОВАНИЯ
«Исследование проводилось в период действия жестких карантинных мер (полной самоизоляции). Совокупная выборка состояла из 127 студентов 1-6-х курсов московских вузов очной формы обучения» [4, с. 49]. Всего в исследовании изучалось 80 первичных показателей.
В исследовании использовались также следующие методики психодиагностики (результаты которых анализируются в статье):
1) три шкалы страха Я-структурного теста Г. Аммона;
2) шкала «Неверящий — верящий» методики «Личностный дифференциал», разработанной в Национальном исследовательском центре психиатрии и неврологии имени В.М. Бехтерева.
«Для изучения статистических связей использовался авторский метод, предоставляющий возможность рассматривать наряду с линейными связями простейшие нелинейные зависимости: с максимумом и минимумом, монотонные, но далекие от линейных [12]. Это позволяет не только расширить спектр выявляемых связей и избавиться от многочисленных ошибок традиционной интерпретации коэффициента корреляции, но и лучше понять сложный психологический предмет конкретного исследования» [4, с. 49].
РЕЗУЛЬТАТЫ ИССЛЕДОВАНИЯ
Рассматривая две группы показателей (26 показателей актуального самовосприятия и 6 показателей конструктивного, дефицитарного и деструктивного страха), отметим, что для этих двух групп показателей корреляции между ними по модулю больше 0.25 отсутствуют, что говорит о том, что среди слабых и очень слабых корреляций нет смысла искать что-то содержательное в причинно-следственной обусловленности между показателями страха и показателями актуального самовосприятия в рамках линейных моделей.
Но в модели зависимостей для кварт независимых переменных было выявлено 10 сильных простейших нелинейных зависимостей, из них в 9 случаях независимая переменная — это показатель актуального самовосприятия, а зависимая переменная — показатели дефицитарного, конструктивного и деструктивного страха, то есть в качестве причины в основном выступают показатели актуального самовосприятия,
когда их выраженность влияет на динамику показателей страха. Причем в 5 из 9 случаев — это зависимости с двумя показателями дефицитарного страха. И только в одном случае независимая переменная — это показатель дефицитарного страха, от которой зависит актуальное самовосприятие по шкале «Неверящий — верящий», характеризующее доверие к другим людям. В данном случае дефицитарный страх формирует актуальное самовосприятие «Неверящий — верящий», а не наоборот. Описание такой зависимости отличается от 9 других, что связано, прежде всего, со сменой шкалы независимой переменной (табл. 1).
Зависимость показателя «Неверящий — верящий» (У15) от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» (г3) представлена в виде сравнительных весомостей параметра Y15 для кварт по шкале Z3. График изображен на рис. 1.
Таблица 1
Зависимость показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (У15) от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) в виде сравнительных весомостей показателя Y15 для кварт по шкале Z3
Кварты 1 2 3 4
гз 0-3 4-5 6-7 8-12
VES(Y15) +752 -6 675 +12 070 -1 614
VES(Z3) -24 016 -10 043 +19 089 +24 253
Примечание: Z3 - интервалы показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) по шкале теста (0-12) для своих кварт 1-4
VES(Y15) - сравнительные весомости показателя «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3)
VES(Z3) - сравнительные весомости показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) для своих кварт 1-4
Составлено автором по материалам исследования
и
Ж N
■с
I
£
е К Я
о
с
Показатель «Неверящий — верящий» (У15) 15 000 -,-
12 070
3 Р
«о
-30 000
о л
и
и
Т
30 000 -1 614
-6 675 -10 000
Составлено автором по материалам исследования
Рис. 1. Зависимость показателя «Неверящий — верящий» от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» (сравнительные весомости переменных Y15 и Z3 по квартам Z3)
Коэффициент силы связи SV=0,82. Зависимость явно односторонняя, о чем говорит тот факт, что обратная зависимость показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» от показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» значительно более слабая ^У'=0,36). Это показывает и очень слабый коэффициент корреляции (г = -0,01), который по своей природе является симметричным. Такие корреляции даже не относятся к «значимым», и при интерпретации результатов корреляционного анализа их просто нет. Но при этом эти два параметра очень сильно зависят друг от друга.
В зависимости представлена сильная односторонняя связь показателя «Неверящий — верящий» (У15) от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3). Низкий уровень (примерно 25 % данных) «Дефицитарного страха» (1 кварта: 0—3 балла по шкале теста) характеризуется достаточно усредненной степенью по шкале актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (сравнительная весомость равна +752, среднее значение — 4,43) при оценке, близкой к нейтральной по шкале актуального самовосприятия «Неверящий — верящий». На 2 кварте дефицитарного страха (4—5 баллов) имеем минимум по шкале «Неверящий — верящий» (-6 675) при среднем значении 3,65. Но дальнейший рост дефицитарного страха на 3 кварте (6—7 баллов) ведет к максимальным значениям по шкале «Неверящий — верящий» (+12 070) при среднем значении 5,06. В конечном итоге последнее увеличение дефицитарного страха на 4 кварте (8—12 баллов) снова приближает значения показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» к значениям, достаточно близким к нейтральным (-1 614) при среднем значении, равном 4.
Все это показывает, что дефицитарный страх сложным образом влияет на актуальное самовосприятие «Неверящий — верящий». «Дефицитарный страх представляет собой защиту от страха, бегство от страха, что означает уклонение от конфронтации с самим собой, с собственной идентичностью» [3, с. 36]. «Дефицитарный страх понимается как значительное недоразвитие Я-функции тревоги... Обычно это проявляется в полной невозможности сосуществования с тревогой, то есть в полной непереносимости переживаний, сопряженных с психологическим отражением опасности. В поведении дефицитарный страх проявляется неспособностью „почувствовать" страх вообще. Часто это выражается в том, что объективная опасность недооценивается или полностью игнорируется, не воспринимается сознанием как действительность. Неосознаваемый дефицит переживаний страха, как правило, обнаруживает себя в выраженном стремлении к поиску экстремальных ситуаций, позволяющих во что бы то ни стало ощутить реальную жизнь с ее эмоциональной наполненностью» [3, с. 293].
Если дефицитарный страх явно выражен на фоне рассматриваемой выборки (4 кварта, 8—12 баллов по шкале теста), то актуальное самовосприятие по шкале «Неверящий — верящий» находится в рамках средних показателей. Еще ближе к нулевой сравнительной весомости располагается основная часть представителей 1 кварты по показателю дефицитарного страха (0—3 балла), когда испытуемым хватает необходимого уровня тревожности, что в основном не отражается на нормальном развитии и функционировании психических функций.
А вот экстремальные показатели восприятия себя по шкале актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» наблюдаются для двух средних кварт по шкале дефицитарного страха. Наиболее не-верящими другим людям (сравнительная весомость равна -6 675) выступают представители 2 кварты по дефицитарному страху (4—5 балла). Такие люди в наибольшей степени считают в рамках восприятия себя, что они не доверяют другим людям, что связано с критическим отношением человека к самому себе, уровнем принятия самого себя.
Но если дефицитарный страх наблюдается в несколько большей степени 6—7 баллов (3 кварта), то эти испытуемые определяются уже как преимущественно верящие (+12 070), доверяющие другим. Это свидетельствует об уровне самоуважения, склонности осознавать себя носителем позитивных, социально желательных характеристик.
Таким образом, на средних уровнях дефицитарного страха (2 и 3 кварты) наблюдаются наибольшие принципиальные, практически противоположные отличия испытуемых с точки зрения восприятия себя либо как неверящих, либо как верящих другим людям. Следовательно, в процессе развития симптомов дефицитарного страха для человека становится актуальным доверие к другим людям, что отражается на трансформациях актуального самовосприятия от явно неверящего до крайне верящего. Но наиболее сильное проявление дефицитарного страха в рамках рассматриваемой выборки испытуемых нивелирует этот процесс сомнения в плане доверия другим из-за восприятия себя, и представители 4 кварты по показателю дефицитарного страха уже практически нейтрально воспринимают себя по шкале «Неверящий — верящий». При этом явно выраженное как отсутствие, так и присутствие дефицитарного страха практически не сказавается на дифференциации в восприятии себя в плане веры и доверия другим людям, что отслеживается и по первичным тестовым оценкам (4,43 и 4,00) актуального самовосприятия по шкале «Неверящий — верящий» для представителей 1 и 4 кварт по дефицитарному страху (табл. 2).
Для сравнения рассмотрим график описываемой зависимости для средних значений переменных по квартам независимой переменной (рис. 2). Как видим, картина зависимости принципиально
не меняется. Но при этом следует отметить, что для расчета коэффициентов силы связи средние значения непригодны, их можно использовать только для приближенной иллюстрации зависимости, не вдаваясь в сравнительно громоздкие вычисления. Это связано с тем, что в процедуре множественного сравнения квантильных разбиений кроме средних значений сравниваемых групп используются также и средние квадратические отклонения, и объемы каждой из сравниваемых групп. Кроме того, перед непосредственной процедурой сравнения групп между собой проводится стандартизация данных по каждому показателю на множестве, объединяющем все сравниваемые группы, с предварительным расчетом средних значений и средних квадратических отклонений для этого объединения всех квантильных групп.
Таблица 2
Зависимость показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (У15) от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) в виде средних значений показателя Y15 для кварт по шкале Z3
Кварты 1 2 3 4
гз 0-3 4-5 6-7 8-12
ср. зн. гз 2,22 4,38 6,61 8,96
Ср. зн. Y15 4,43 3,65 5,06 4,00
Примечание: Z3 - интервалы показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) по шкале теста (0-12) для своих кварт 1-4 Ср. зн. Z3 - средние значения показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) для своих кварт 1-4
Ср. зн. Y15 - средние значения показателя (шкала 1-7) «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3).
Составлено автором по материалам исследования
6-1
к
3 ^
л
и
> н к
3 ^
л
■с
<
О
С
4-
3-
5,06
4,43
3,65
10
Показатель «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3) Составлено автором по материалам исследования
Рис. 2. Зависимость показателя «Неверящий — верящий» от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» (средние значения переменных Y15 и Z3 по квартам Z3)
5
0
8
Как видно из графика, картина принципиально не меняется, демонстрируя особенности изучаемой зависимости в рамках приближенной иллюстрации.
Далее рассмотрим для сравнения на одном рисунке три графика зависимостей показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (Д15) от трех показателей страха (конструктивного Z1, дефицитарного Z3 и деструктивного Z5) по шкалам «Число ответов плюс». Так как в данном случае рассматриваются зависимости одной переменной от трех разных переменных, для графика используем порядковые обозначения кварт независимых переменных: 1, 2, 3, 4 (табл. 3, рис. 3).
Зависимости показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (У15) от трех показателей страха по шкале «Число ответов плюс» ^1, Z3, Z5) в виде сравнительных весомостей показателя У15 для кварт по шкалам Z1, Z3, Z5
Кварты Z1, Z3, Z5 1 2 3 4
VES:Y15(Z1) -223 +1 157 -471 -932
VES:Y15(Z3) +752 -6 675 +12 070 -1 614
VES:Y15(Z5) + 1 223 +755 -1 949 -86
Примечание: VES:Y15(Z1) - сравнительные весомости показателя «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Конструктивный страх. Число ответов плюс» ^1)
VES:Y15(Z3) - сравнительные весомости показателя «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3)
VES:Y15(Z5) - сравнительные весомости показателя «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Деструктивный страх. Число ответов плюс» ^5)
Составлено автором по материалам исследования
ж
&
Ё
к ^ л
к г
£ ь
а *
о
С
15 000 12 000 9 000 6 000 3 000 0
-3 000 -6 000
-9 000
12 070
-6 675
Показатели страха ^1, Z3, Z5)
■ У15(21)
■ У15(23)
У15(г5)
Составлено автором по материалам исследования
Рис. 3. Зависимости показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» от трех показателей страха по шкале «Число ответов плюс» (сравнительные весомости Y15 по номерам (1—4) кварт Z1, Z3, Z5)
Если для дефицитарного страха (красный график) наблюдается достаточно сильная зависимость (коэффициент силы связи SV=0,82): вначале резкий спад сравнительной весомости с (+752) до (-6 675), а потом еще более резкий подъем до (+12 070) и снова спад до (-1 614), то для конструктивного страха (синий график) наблюдается очень слабая зависимость (SV=0.07): вначале подъем с (-223) до (+1 157), а потом спад сначала до (-471) и далее до (-932), и аналогично для деструктивного страха (зеленый график) наблюдается вначале слабый спад с (+1 223) до (+755) и далее до (-1 949), а потом подъем до значения (-86) и крайне слабая зависимость (SV=0,10) . При этом все три корреляции крайне слабые и незначимые (-0,01; -0,03; -0,06), что в рамках корреляционного анализа уравнивает эти три зависимости как фактически отсутствующие.
Таким образом, только переходя на анализ зависимостей как нелинейных (линейные входят в общий список зависимостей как частный случай), получаем качественно важные результаты, позволяющие понять сложную природу изучаемых показателей страха и актуального самовосприятия, а также описываемых ими психологических процессов, часто не сводящихся к простым линейным моделям.
Как и для рассмотренной выше зависимости (рис. 2) для приблизительного графического представления используем средние значения актуального самовосприятия по шкале «Неверящий - верящий» по квартам трех независимых переменных - показателей страха (рис. 4). Так как рассматриваются зависимости одной переменной от трех разных переменных, для графика используем порядковые обозначения кварт независимых переменных: 1, 2, 3, 4. Данные с графика сведены в табл. 4.
Л
к
и
0
я «
§ >к
1 К
з в
п *
2 ^ о ^ 8 « д I
3 : §
и
л
(и я
й ■с
ёя
СП ^
я м о
с
3,65
1,5
5,06
2,5
~1—
3,5
4,28 4,17 4
—I
4,5
Показатели страха ^1, Z3, Z5)
У15(г1) -У15(гз) -У15(г5)
Составлено автором по материалам исследования
Рис. 4. Зависимости показателя актуального самовосприятия «Неверящий - верящий» от трех показателей страха по шкале «Число ответов плюс» (средние значения Y15 по номерам (1-4) кварт г1, г3, г5)
6
5
4
3
Таблица 4
Зависимости показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» (У15) от трех показателей страха по шкале «Число ответов плюс» ^1, Z3, Z5) в виде в виде средних значений показателя Y15 для кварт по шкалам Z1, Z3, Z5
Кварты Z1, Z3, Z5 1 2 3 4
Ср. зн. Y15(Z1) 4,26 4,58 4,21 4,17
Ср. зн. Y15(Z3) 4,43 3,65 5,06 4,00
Ср. зн. Y15(Z5) 4,46 4,45 3,93 4,28
Примечание: Ср. зн. Y15(Z1) - средние значения показателя (шкала 1-7) «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Конструктивный страх. Число ответов плюс» ^1)
Ср. зн. Y15(Z3) - средние значения показателя (шкала 1-7) «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» ^3)
Ср. зн. Y15(Z5) - средние значения показателя (шкала 1-7) «Неверящий - верящий» ^15) для кварт показателя «Деструктивный страх. Число ответов плюс» ^5)
Составлено автором по материалам исследования
Как видно из графика, картина принципиально не меняется, демонстрируя в рамках приближенной иллюстрации со средними значениями три зависимости в сравнении, показывая, чем отличаются сильная и две слабые зависимости.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
В рамках принятых правил интерпретации результатов корреляционного анализа в демонстрируемой зависимости наблюдается ошибка первого типа, когда корреляция крайне слабая, меньше по модулю критического значения (0,177), а потому связи нет в рамках линейной модели корреляционного анализа, когда в психологическом сообществе считают достойными внимания даже слабые и очень слабые зависимости, если они «значимые». Таким образом, зависимость показателя актуального самовосприятия «Неверящий — верящий» от показателя «Дефицитарный страх. Число ответов плюс» находится вне сферы результатов корреляционного анализа, даже если обращаться к слабым и очень слабым зависимостям, которые считаются «значимыми». Корреляция для этой пары переменных меньше даже порога «значимости», она близка к нулю.
«Метод анализа данных в психологии и социологии для выявления в одной задаче как линейных, так и простейших нелинейных зависимостей был предложен автором настоящей статьи [13]. В ранее опубликованных статьях были показаны типы ошибок, которые могут возникнуть, когда для изучения связей в психологических исследованиях используется только корреляционный анализ с общепринятыми интерпретациями величины коэффициента корреляции, а исследователь направлен на интерпретацию исключительно линейных зависимостей [14; 15]. Изучение нелинейных связей по авторскому методу апробировалось в различных психологических исследованиях, представляющих разноплановые области психологической науки» [4, с. 60]. Авторский метод был также одобрен в презентациях на Европейских и Всемирных психологических конгрессах: ECP-2009; ECP-2011; ECP-2015; ECP-2019; ICP-2012; ICP-2016 и др. [16-21].
Библиографический список
1. Цветкова Н.А., Кисляков П.А., Володарская Е.А. Особенности смысловой сферы личности и суточного структурирования занятости студентов, переболевших COVID-19. Siberian Journal of Life Sciences and Agriculture. 2021;5:285-306. https://doi.org/10.12731/2658- 6649-2021-13-5-285-306
2. Цветкова Н.А., Петрова Е.А., Савченко Д.В. Особенности личностной направленности, жизненных позиций и эмпа-тии работающих студентов. Перспективы науки и образования. 2022;1(55):444-463. https://doi.Org/10.32744/pse.2022.1.28
3. Кабанова М.М., Незнамова Н.Г. (ред.) Очерки динамической психиатрии. Транскультуральное исследование. СПб.: Институт им. В.М. Бехтерева; 2003. 438 с.
4. Басимов М.М. Нелинейная природа взаимосвязей актуального самовосприятия и гиперстезических реакций. Человеческий капитал. 2022;1,5(161):48-62. https://doi.org/10.25629/HC.2022.05.05
5. Бабиянц К.А., Коломийченко Е.В., Хажуев И.С. Особенности самоотношения студентов вуза, занимающихся и не занимающихся спортом, в связи с самовосприятием физической и эстетической модальностей Я-образа. Российский психологический журнал. 2017;14(1):25-38. https://doi.org/10.21702/rpj.2017.1.2
6. Михайлова И.В., Таскина С.В. Самовосприятие и когнитивные особенности студентов с разным социометрическим статусом. ВестникМГОУ. Серия: Психологические науки. 2017;4:60-67. https://doi.org/10.18384/2310-7235-2017-4-60-67
7. Столярская Е.В. Самовосприятие и самоактуализация у студентов ВУЗа. В кн.: Актуальные проблемы социализации учащейся молодежи. Минск: БГУ;2013. 131-141 с.
8. Аммон Г. Динамическая психиатрия. СПб.: Петербургский научно-исследовательский психоневрологический институт им. В. М. Бехтерева; 1995. 94 с.
9. Каменецкая Е.В. Я-функция тревоги (страха) и защита эго у женщин с нарушением пищевого поведения. Прикладная юридическая психология. 2016:2:70-74.
10. Абрамова Н.М. Исследование личности суицидентов с помощью Я-структурного теста Аммона. Вестник психотерапии. 2004:12(17):91-96.
11. Осипова С.А., Курпатов В.И. Изменение Я-структуры личности при формировании невротических депрессий. Вестник психотерапии. 2008;27(32):24-27.
12. Basimov M.M. Mathematicalmethods in psychologicalresearch (Nontr^aditionalmethods): Monograph. Saarbrucken: LAP LAMBERT Academic Publishing; 2011.
13. Basimov M.M. The analysis of statistical dependences in non-linear psychology. International Journal of Psychology. 2016:51(1):851. https://doi.org/10.1002/ijop.12332
14. Basimov M. Study of political preferences and type 2 errors in the traditional correlation approach. Advances in Social Science, Education and Humanities Research. 2019;333:11-18.
15. Basimov M. Study of political preferences and type 1 errors in the traditional correlation approach. Advances in Social Science, Education and Humanities Research. 2019;289:488-494.
16. Book of Poster Abstracts: The 11th European Congress of Psychology (ECP2009). European Federation of Psychologists' Associations. Abstracts. 07-10 July 2009 Oslo, Norway. Oslo; 2009.
17. Book of Poster Abstracts The 12th European Congress of Psychology (ECP2011). European Federation of Psychologists' Associations. 04-08 July 2011 Istanbul, Turkiye. Istanbul; 2011.
18. Book of Poster Abstracts The 14th European Congress of Psychology (ECP2015). European Federation of Psychologists' Associations. 7-10 July 2015 Milan, Italy. Milan; 2015.
19. Book of abstracts: XVI European Congress of Psychology (ECP2019). European Federation of Psychologists' Associations. 2—5 July 2019, Lomonosov Moscow State University, Moscow, Russia. Moscow: Moscow University Press; 2019. 2163 p.
20. XXX International Congress of Psychology (ICP2012). Cape Town, South Africa 22-27 July 2012. International Journal of Psychology.2012;47(1). England, Psychology Press; 2012.
21. XXXI International Congress of Psychology (ICP2016). Yokohama, Japan 24-29 July 2016. International Journal of Psychology. 2016;51(1). England. Psychology Press; 2016.
References
1. Tsvetkova N.A., Kislyakov P.A., Volodarskaya E.A. Features of the semantic sphere of personality and daily structuring of employment of students with COVID-19. Siberian Journal of Life Sciences and Agriculture. 2021;5:285-306. (In Russian). https://doi.org/10.12731/2658-6649-2021-13-5-285-306
2. Tsvetkova N.A., Petrova E.A., Savchenko D.V. Features of personal orientation, life positions and empathy of working students. Prospects of science and education. 2022;1(55):444-463. (In Russian). https://doi.org/10.32744/pse.2022.1.28
3. Kabanova M.M., Neznamova N.G. (ed.) Essays on dynamic psychiatry. Transcultural research. St. Petersburg: VM. Bekhterev Institute; 2003. (In Russian).
4. Basimov M.M. The non-linear nature of the dependences between actual self-perception and hypersthesia reactions. Human capital. 2022;1,5(161):48-62. (In Russian). https://doi.org/10.25629/HC.2022.05.05
5. Babiyants K.A., Kolomiichenko E.V, Khazhuev I.S. Peculiarities of self-attitude of university students involved and not involved in sports in connection with self-perception of the physical and aesthetic modalities of the self-image. Russian Journal of Psychology. 2017;14(1):25-38. (In Russian). https://doi.org/10.21702/rpj.2017.L2
6. Mikhailova I.V., Taskina S.V. Self-perception and cognitive characteristics of students with different sociometric status. Vestnik MGOU. Series: Psychological sciences. 2017;4:60-67. (In Russian). https://doi.org/10.18384/2310-7235-2017-4-60-67
7. Stolyarskaya E.V Self-perception and self-actualization among university students. In: Actual problems of socialization of students. Minsk: BSU;2013. 131-141 p. (In Russian).
8. Ammon G. Dynamic psychiatry. SPb.: St. Petersburg Research Psychoneurological Institute. V. M. Bekhtereva; 1995. (In Russian).
9. Kamenetskaya E.V Self-function of anxiety (fear) and ego protection in women with eating disorders. Applied Legal Psychology. 2016;2:70-74. (In Russian).
10. Abramova N.M. The study of the personality of suicides using the Ammon's I-structural test. Bulletin of psychotherapy. 2004;12(17):91-96. (In Russian).
11. Osipova S.A., Kurpatov VI. Changes in the I-structure of personality in the formation of neurotic depressions. Bulletin of psychotherapy. 2008;27(32):24-27. (In Russian).
12. Basimov M.M. Mathematical methods in psychological research (Nontraditional methods): monograph. Saarbrucken: LAP LAMBERT Academic Publishing; 2011.
13. Basimov M.M. The analysis of statistical dependences in non-linear psychology. International Journal of Psychology. 2016;51(1):851. https://doi.org/10.1002/ijop.12332
14. Basimov M. Study of political preferences and type 2 errors in the traditional correlation approach. Advances in Social Science, Education and Humanities Research. 2019;333:11-18.
15. Basimov M. Study of political preferences and type 1 errors in the traditional correlation approach. Advances in Social Science, Education and Humanities Research. 2019;289:488-494.
16. Book of Poster Abstracts: The 11th European Congress of Psychology (ECP2009). European Federation of Psychologists' Associations. Abstracts. 07-10 July 2009 Oslo, Norway. Oslo; 2009.
17. Book of Poster Abstracts The 12th European Congress of Psychology (ECP2011). European Federation of Psychologists' Associations. 04-08 July 2011 Istanbul, Turkiye. Istanbul; 2011.
18. Book of Poster Abstracts The 14th European Congress of Psychology (ECP2015). European Federation of Psychologists' Associations. 7-10 July 2015 Milan, Italy. Milan; 2015.
19. Book of abstracts: XVI European Congress of Psychology (ECP2019). European Federation of Psychologists' Associations. 2-5 July 2019, Lomonosov Moscow State University, Moscow, Russia. Moscow: Moscow University Press; 2019.
20. XXX International Congress of Psychology (ICP2012). Cape Town, South Africa 22-27 July 2012. International Journal of Psychology..2012;47(1). England, Psychology Press; 2012.
21. XXXI International Congress of Psychology (ICP2016). Yokohama, Japan 24-29 July 2016. International Journal of Psychology. 2016;51(1). England. Psychology Press; 2016.
