CC BY
16
Сибирский психологический журнал.
2023. № 90. С. 44-64. DOI: 10.17223/17267080/90/3
УДК 159.9.075
ОПЫТ РАЗРАБОТКИ РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ ШКАЛЫ МЕЖЛИЧНОСТНОЙ ЗНАЧИМОСТИ: РЕЗУЛЬТАТЫ КОНФИРМАТОРНОГО ФАКТОРНОГО АНАЛИЗА И СОВРЕМЕННОЙ ТЕОРИИ ТЕСТИРОВАНИЯ1
Я.А. Бициоха1, Ю.В. Кузьмина1
1 Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Россия, 101000, Москва, ул. Мясницкая, 20
Резюме
Представлены результаты адаптации русскоязычной версии опросника «Шкала межличностной значимости» (Interpersonal Mattering Scale, IMS) на выборке студентов (N = 666). Межличностная значимость определяется как чувство или состояние человека, при котором он считает себя заметным, важным, необходимым и значимым для других людей. Теоретическая модель, заложенная в основу разработки инструмента, предполагает наличие трех факторов межличностной значимости: осознания, важности и поддержки других. По данным исследований, высокий уровень межличностной значимости позитивно коррелирует с психологическим благополучием, а низкий уровень межличностной значимости связан с повышенным риском суицидов, высоким уровнем тревожности и чувством одиночества. Оригинальная шкала межличностной значимости состоит из 24 утверждений, степень согласия с которыми оценивается по 5-балльной шкале. Проведена оценка психометрических свойств шкалы с использованием конфирматор-ного факторного анализа (КФА) и рейтинговой модели Раша.
По результатам КФА теоретическая модель имела не очень хорошие показатели соответствия данным, в частности выделены значимые кросс-факторные нагрузки для нескольких утверждений, в то время как несколько пунктов имело низкие факторные нагрузки. По итогам доработки модели в опроснике осталось 15 утверждений и подтверждена 3-факторная модель, но с некоторыми ограничениями. К таким ограничениям можно отнести высокую корреляцию между факторами «Осознание» и «Важность». Анализ с применением рейтинговой модели Раша для каждого фактора показал, что все задания имеют хорошие статистики согласия с моделью. В то же время анализ соответствия распределения уровня способности респондентов и трудности заданий опросника продемонстрировал, что имеющаяся версия инструмента в большей степени нацелена на измерение среднего или низкого уровня факторов межличностной значимости, что может ограничить применение инструмента. В статье обсуждаются возможные шаги по доработке опросника для того, чтобы улучшить его возможности по измерению трех факторов межличностной значимости.
Ключевые слова: русскоязычная адаптация; конфирматорный факторный анализ; межличностная значимость; психометрический анализ; современная теория тестирования
1 Исследование выполнено за счет гранта Российского научного фонда (проект № 2218-00533).
Введение
В 1981 г. М. Розенберг предложил термин mattering для обозначения комплекса представлений человека о себе как о важной части окружающего мира (Rosenberg, McCullough, 1981). В русском языке трудно найти равнозначный термин, обозначающий это ощущение собственной значимости, заметности и важности в окружающем мире, но, по нашему мнению, термин «значимость» ближе остальных может соответствовать описанному состоянию. В целом ощущение значимости предполагает, что человек уверен в том, что окружающие считают его важным и значимым, демонстрируют свой интерес к человеку и тому, что он делает, уделяют ему внимание, заботятся о его судьбе и нуждаются в нем. Чувство значимости является одним из основных компонентов Я-концепции (т.е. убеждений и представлений индивида о себе) (Rosenberg, McCullough, 1981, Elliot, Kao, Grant, 2004; Flett, 2018; Шаров, 2018). Исследователи подчеркивают, что субъективное переживание значимости является, возможно, более важным для развития личности и само-идентичности, чем объективные «индикаторы», сигнализирующие о том, что человек значим для других людей.
В соответствии с теорией Розенберга можно выделить два вида значимости: социальную и межличностную. Социальная значимость относится к представлению человека о том, что его идеи и действия могут изменить что-то в окружающем мире, повлиять на его или ее социальное окружение (Rosenberg, 1985). Этот вид значимости иногда называют общей значимостью, потому что он подразумевает ощущение значимости в более широком контексте, а не для конкретных значимых людей. Межличностная значимость относится к восприятию человеком того, насколько он важен и значим для других людей (Rosenberg, 1985; Rayle, 2005).
Исследования показали, что межличностная и социальная значимость -два концептуально различных конструкта (Schmidt, Stoddard, Heinze, Caldwell, Zimmerman, 2020). Определено, что межличностная значимость связана в наибольшей степени с факторами, относящимся к взаимодействию или динамике между конкретными людьми, а социальная значимость в большей степени связана с контекстуальными факторами, описывающими конкретную обстановку или окружение. В настоящее время можно сказать, что в исследованиях больше внимания уделяется обсуждению межличностной значимости.
В частности, выдвинута теоретическая модель, в соответствии с которой выделено два иерархических фактора межличностной значимости (Elliott et al., 2004). Первая из этих категорий предполагает осознание человеком своей значимости для других людей (awareness). Подчеркивается, что такое осознание может быть целиком когнитивным конструктом, поскольку основано только на представлениях человека о его значимости. Например, человек считает, что он значим, если другие люди замечают его (например, узнают на каких-то мероприятиях). При этом внимание окружающих может быть как негативным, так и позитивным. Как отмечают
некоторые авторы, хотя большинство людей предпочитает получать положительное внимание, в большинстве случае негативное внимание предпочтительнее полного отсутствия внимания (Elliott et al., 2004).
Осознание значимости не всегда соответствует реальным хорошим отношениям с другими людьми, оно относится только к самооценке своей значимости для других людей (Demir, Özen, Dogan, Bilyk, Tyrell, 2010). Например, для подростков возможно чувствовать себя важным для родителей без того, чтобы отношения с родителями были теплыми, любящими или поддерживающими (Velez, Braver, Cookston, Fabricius, Parke, 2020).
Второй фактор конструкта межличностной значимости - это взаимоотношения человека с другими значимыми людьми. Так как отношения могут быть двунаправленными, то этот фактор, в свою очередь, можно разделить на два: важность (importance) и поддержка других (reliance) (Elliott et al., 2004). Важность касается того, что человек ощущает себя объектом внимания и заботы другого человека. Эта форма значимости связана с ощущением поддержки со стороны окружающих, которая является прекурсором ощущения важности для других. Фактор поддержки других отражается в представлениях человека о том, что другие люди рассматривают его как источник поддержки и опоры и считают, что могут, например, обращаться к нему за помощью и поддержкой, зависят от него в какой-то степени.
В соответствии с теоретическими представлениями ощущение межличностной значимости развивается в результате сравнения поведения других людей по отношению к самому себе и по отношению к другим людям. В частности, человек сравнивает количество внимания, которое другие уделяют ему, и количество внимания, которое они уделяют другим (Marshall, 2001). При этом исследователи подчеркивают необходимость провести различия между развитием чувства значимости и формированием самооценки (Marshall, 2001; Elliott et al., 2004). Восприятие индивидом того, важен ли он для значимых других и общества в целом, может заложить основу для его самооценки, но эти два конструкта являются отдельными. Развитие чувства значимости - в основном когнитивный процесс, тогда как развитие самооценки - это одновременно когнитивный и аффективный процесс (Rosenberg, Kaplan, 1982; Flett, 2022). Например, подросток с низким чувством значимости чувствует себя неважным для других, и это ощущение может привести к низкой самооценке, если подросток придает большое эмоциональное значение своей (не)значимости. Само по себе ощущение значимости для других - в теории - не основано на аффектах.
Исследования показали связь ощущения значимости с широким кругом личностных черт и состояний. Ощущение межличностной значимости положительно связано с более высоким уровнем самооценки, низким уровнем депрессии, удовлетворенностью отношениями и более высокой оценкой социальной поддержки (Marshall, 2001; Taylor, Turner, 2001; Rayle, Chung, 2007). Также было показано, что более высокий уровень восприятия межличностной значимости положительно связан с последующими академическими достижениями у подростков (Rayle, Chung, 2007; Lemon,
Watson, 20ii). Кроме того, ощущение значимости может служить фактором, в некоторой степени защищающим от выгорания как в условиях обучения, так и в профессиональной сфере (см., напр.: Mohamed, Hendy, Ezzat Mahmoud, Mohamed Mohamed, 2022; Flett, Su, Nepon, Sturman, Ma, Guo, 2023;). В целом ощущение межличностной значимости позитивно связано с психологическим благополучием как для подростков и студентов, так и для людей пожилого возраста (Froidevaux, Hirschi, Wang, 20i6; Marshal, Tilton-Weaver, 20i9; Flett, Heisel, 2020; Schmidt et al., 2020).
Существуют и другие данные, касающиеся последствий низкого уровня межличностной значимости. Результаты исследований показывают, что низкий уровень межличностной значимости связан с повышенным уровнем тревожности, большей вероятностью появления суицидальных мыслей, чувством отверженности (Gossett, Cuyjex, Cockriel, i996; Dixon, Kurpius, 2008; Flett, Goldstein, Pechenkov, Nepon, Wekerle, 2016). Например, было показано, что низкий уровень оценки своей значимости связан с ощущением социальной тревожности и чувством одиночества даже при контроле таких личностных черт, как нейротизм и экстроверсия (Flett et al., 20i6).
Суммируя, можно сказать, что ощущение межличностной значимости является важным психологическим конструктом, связанным с широким кругом других личностных черт. Чувство межличностной значимости в целом связано с более позитивным и эффективным функционированием человека в социуме, а недостаток чувства значимости может быть связан с негативными последствиями, в том числе с большей вероятностью совершения суицидов (Deas et al., 2023). Учитывая важность этого конструкта, многие исследователи разрабатывают опросники для измерения уровня межличностной значимости. Своевременная диагностика чувства межличностной значимости может в том числе идентифицировать группы риска (например, риск возникновения суицидальных мыслей).
В настоящее время существует большое количество психометрических инструментов для измерения ощущения значимости. Одной из первых была предложена шкала для измерения общей значимости, состоящая из пяти заданий - General Mattering Scale (Marcus, Rosenberg, i987). В дальнейшем было разработано несколько инструментов для оценки значимости для отдельных популяций или сфер жизнедеятельности.
Например, в 2001 г. Маршалл разработала специальную версию опросника для оценки межличностной значимости для подростков - Mattering to Others Questionnaire; MTOQ (Marshall, 2001). Инструмент состоит из 11 вопросов, каждый из которых оценивается по 5-балльной шкале (1 - полностью не согласен, 5 - полностью согласен). Важной характеристикой этого инструмента являлось то, что подросткам предлагалось три версии опросника, каждая версия была направлена на измерение чувства значимости в отношении одного из родителей (отдельно для отца и отдельно для матери) и в отношении друзей. Было показано, что подростки способны дифференцировать свою значимость для разных категорий окружающих.
По иным принципам построена шкала оценки чувства значимости в колледже - College Mattering Inventory (Tovar, Simon, Lee, 2009). В теоретическую модель чувства значимости в колледже заложено шесть взаимосвязанных факторов значимости (общая значимость в колледже, чувство значимости для преподавателей, для студентов и пр.), по итогам исследования данная модель была подтверждена. Итоговая версия опросника содержит 29 утверждений, каждое из которых оценивается по 5-балльной шкале. При этом показана высокая корреляция между чувством значимости в колледже и чувством принадлежности (sense of belonging), но также показано, что, несмотря на значительную общую дисперсию, эти два конструкта являются разными.
Также существуют инструменты для измерения чувства значимости в отношении работы или организации. К таким относится, например, опросник организационной значимости - Organizational Mattering Scale (Reece A. et al., 2021). Итоговая шкала организационной значимости включает 8 вопросов, согласие с которыми оценивается по 5-балльной шкале. Общая организационная значимость включает два субфактора: достижения и признание. При этом показано, что организационная значимость положительно связана с самоэффективностью, удовлетворенностью работой и другими положительными результатами в организации.
Наконец, недавно был предложен новый инструмент значимости в различных сферах жизни - Mattering in Domains of Life Scale; MIDLS (Scarpa, Zopluoglu, Prilleltensky, 2022). Теоретическая модель предполагает наличие двух факторов: чувства ценности (feeling value) и добавленной ценности (added value). Чувство ценности относится к переживаниям признания, уважения и самоутверждения. Добавленная ценность означает, что человек может что-то вкладывать в других людей, поэтому они считают его значимым (Prilleltensky, 2020). При этом каждый из двух факторов может быть измерен для личности, межличностных отношений, работы, общества. Всего, таким образом, может быть определено 8 факторов. Также отдельно выделяется фактор общей значимости. Соответственно, теоретическая модель инструмента предполагает наличие 9 факторов.
В настоящем исследовании за основу разработки русскоязычной версии взят опросник, предложенный Эллиотом, Као и Грантом в 2004 г., Шкала межличностной значимости - Interpersonal Mattering Scale; IMS (Elliott et al., 2004). Ими предложена модель, в которой межличностная значимость представлена тремя факторами: осознанием, важностью и поддержкой других. Осознание описывается как состояние, когда человек ощущает себя объектом внимания других людей. Важность авторы определяют как восприятие себя объектом заботы или беспокойства других людей. Фактор поддержки других предполагает восприятие себя как человека, которого выбирают другие люди в качестве помощника, доверителя и т.п.
При разработке шкалы первоначально было сформулировано 47 утверждений, каждое из которых оценивалось по 5-балльной шкале Ликерта. При этом важно, что, хотя некоторые авторы формулировали концепцию
значимости в отношении близких людей (например, родителей или друзей), Эллиот с соавторами операционализировали значимость в отношении людей в целом. Поэтому в инструкции респондентам предлагалось отвечать на вопросы не в отношении каких-то конкретных людей, а в отношении людей в целом.
По итогам анализа трех независимых выборок подтверждена 3-факторная модель, и в окончательный вариант шкалы вошло 24 утверждения: 8 утверждений на фактор осознанности, 10 утверждений на фактор важности и 6 утверждений на фактор поддержки других. Подтверждена дискрими-нантная валидность по отношению к нескольким связанным конструктам: самоконтролю, воспринимаемой социальной поддержке, самовосприятию, отчуждению. Три фактора имеют значимую общую дисперсию. Корреляция между осознанностью и важностью для трех выборок была в интервале от 0,65 до 0,71, между осознанностью и поддержкой других - от 0,45 до 0,55, между важностью и поддержкой других - от 0,59 до 0,63.
Материалы и методы
Выборка. Общая выборка составила 666 человек, респонденты набраны с помощью краудсорсинговой платформы «Толока» и внутренней рассылки в одном из университетов г. Москвы. Участие в исследовании осуществлялось с помощью Яндекс.Форма: респондентам предлагалось указать пол, возраст, социально-демографические характеристики, после чего испытуемым предлагались вопросы инструмента. Ответы испытуемых, полученные через «Толоку», оплачивались. Возраст участников исследования - от 17 до 53 лет (М = 21,8, SD = 4,6), 65,7% выборки составляют женщины.
Инструменты. Для адаптации выбрана Шкала межличностной значимости (Elliott et al., 2004). Все утверждения опросника переведены на русский язык двумя независимыми переводчиками, также применена процедура обратного перевода. Перед тем как предъявлять опросник респондентам и собирать данные, было проведено 15 интервью (в формате когнитивных лабораторий) с различными людьми, чтобы понять, как воспринимаются формулировки опросника, какие возникают проблемы и затруднения при его заполнении. По итогам сформулировано 24 утверждения, согласие с каждым оценивалось по 5-балльной шкале, от 1 (полностью не согласен) до 5 (полностью согласен).
Процедура анализа. На первом этапе проведен конфирматорный факторный анализ (КФА) для того, чтобы оценить факторную структуру шкалы. Так как ответы оценивались по 5-балльной шкале Ликерта и, соответственно, относятся к порядковой шкале, то применен метод взвешенных квадратов (Diagonal Weighted Least Square). Проанализированы факторные нагрузки, необъясненная дисперсия индикаторов и индексы соответствия модели данным: Хи-квадрат, Root Mean Square Error of Approxiamtion (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI) и standardized root mean square residual (SRMR).
На втором этапе каждый из выделенных факторов анализировался в парадигме современной теории тестирования (Item response theory, IRT) с использованием рейтинговой модели Раша (Rating Scale Models, RSM). Эта модель используется для работы с психологическими опросниками, в которых в качестве вариантов ответа используется шкала Ликерта. Модель предполагает, что пороговая структура фиксирована для всех заданий. Относительное расстояние между пороговыми значениями одинаково для всех заданий, но задания имеют разную сложность (Andrich, 1978). Выбор модели RSM подтверждается и тем, что в адаптируемом опроснике ответная шкала интерпретируется одинаково для всех заданий.
Для оценки согласия с моделью использовались нестандартизованная невзвешенная статистика согласия (OUTFIT MNSQ) и нестандартизованная информационно-взвешенная статистика согласия (INFIT MNSQ): значения считались демонстрирующими согласие с моделью, если данные статистики попадали в диапазон от 0,5 до 1,5 (Wright, 1994).
Надежность шкал опросника оценивалась в рамках классической теории тестирования (КТТ) и в рамках Item Response Theory (IRT). В рамках КТТ использовался коэффициент а Кронбаха, в рамках IRT - person reliability.
Была оценена разность функционирования заданий для групп мужчин и женщин (Differential Item Functioning; DIF). Оценка DIF позволяет понять, одинаково ли функционируют задания в разных группах. Если обнаруживается DIF, это значит, что утверждения воспринимаются по-разному и инструмент не может использоваться для сравнения групп. Для оценки использовались критические значения DIF контраста, обозначенные Linacre (2011): для отнесения DIF к категории значимого модуль DIF контраста должен быть > 0,64.
Анализ опросника проводился с помощью ПО Winsteps (Linacre, 2023).
Результаты
Конфирматорный факторный анализ
Перед тем как провести КФА, некоторые утверждения, которые были сформулированы в отрицательном направлении (т.е. такие, согласие с которыми означает низкий уровень значимости), были перекодированы. Это сделано для того, чтобы увеличение значения факторных баллов соответствовало увеличению значимости. Кроме того, перекодировка утверждений позволяет избежать проблем с «выпадением» негативно сформулированных утверждений в отдельный фактор.
Первоначально была проанализирована теоретическая модель, в которой идентифицируется три фактора, выделенных в оригинальной версии опросника: осознание, важность и поддержка других. Эта модель обладает неудовлетворительными индексами соответствия данным. Например, показатель RMSEA выше 0,10, а CFI ниже 0,90 (табл. 1). Кроме того, анализ показал, что некоторые утверждения имеют стандартизированные факторные нагрузки ниже 0,5 («В моей жизни есть люди, которые отреагируют на
происходящее со мной так же, как если бы это произошло с ними» и «Я замечаю, что люди готовы испытывать неудобства, чтобы помочь мне»), хотя в целом нагрузки достаточно высокие (см. табл. 1). Кроме того, анализ индексов модификации в этой модели показал, что ряд утверждений имеет высокие кросс-факторные нагрузки, которые свидетельствуют о том, что дисперсия ответов на данный вопрос связана не только с «целевым» фактором, но и с другими конструктами. В целом существование в опроснике утверждений со значительными кросс-факторными нагрузками снижает валидность измерительной модели. Было последовательно проверено несколько моделей с исключенными утверждениями. Для того чтобы добиться модели с удовлетворительными свойствами, пришлось исключить 9 утверждений (см. табл. 1).
После удаления этих утверждений качество модели улучшилось, хотя данная модель по-прежнему имеет ряд проблем. В первую очередь обращает на себя внимание то, что два фактора, «Осознанность» и «Важность», имеют очень высокую корреляцию (0,87 в модели с удаленными утверждениями), в то время как корреляция между факторами поддержки других и осознанности составила 0,39, а между поддержкой других и важностью 0,31. Поэтому на следующем шаге мы также проверили модель с двумя факторами: осознанность и важность объединены в один фактор, а фактор поддержки других остался отдельным фактором. Сравнение моделей показывает, что эта модель подходит данным хуже, чем 3-факторная модель. Индексы соответствия моделей данным представлены в табл. 1.
Таблица 1
Индексы соответствия моделей КФА данным
Модель Хи-квадрат Число степеней свободы RMSEA [90% д.и.] CFI SRMR
Теоретическая 3-факторная модель 2 919,85 249 0,127 [0,123-0,131] 0,85 0,130
3-факторная модель с удаленными утверждениями 454,38 87 0,080 [0,073-0,087] 0,97 0,045
Модель с 2 факторами 595,5 89 0,093 [0,081-0,1] 0,96 0,055
Модель с факторами 2-го порядка 454,38 87 0,080 [0,073-0,087] 0,97 0,045
Также была проверена модель с факторами второго порядка, в которой три фактора представляют один общий фактор значимости. Статистически эта модель имеет такие же показатели, как и 3-факторная модель, поэтому выбор между этими моделями должен быть сделан на основе теории или других показателей модели. В частности, в этой модели фактор «Осознание» имеет стандартизированную факторную нагрузку больше 1 (1,05). Другие факторы имеют более низкие стандартизированные факторные нагрузки («Важность» 0,83; «Поддержка других» 0,37). Хотя статистически факторные нагрузки, большие 1, возможны (Jбreskog, 1999), такие по-
казатели могут сигнализировать о проблемах с идентификацией модели. Например, такая ситуация может возникнуть, когда один из трех «подчиненных» факторов совпадает с общим фактором. Таким образом, от этой модели стоит в используемом варианте опросника отказаться.
Суммируя результаты КФА, можно сказать, что подтверждена 3-фактор-ная модель, которая, однако, имеет некоторые недостатки и ограничения. Для того чтобы модель имела удовлетворительные индексы соответствия данным, пришлось удалить ряд проблемных утверждений, оставив 15 из 24 утверждений. Учитывая наличие большого числа «проблемных» утверждений в оригинальной шкале, мы решили проверить качество заданий для каждого фактора более детально с помощью моделей современной теории тестирования.
Результаты IRT-анализа
Для верной интерпретации статистик согласия необходимо убедиться в одномерности факторов, т.е. подтвердить, что каждый фактор охватывает единый конструкт (Smith, Smith, 2004). При проведении психометрического анализа перекодированные для КФА утверждения также проверялись в перекодированном виде. Такой подход обеспечивает правильную оценку одномерности: обратные задания формируют отдельный фактор, завышая значение первой компоненты. Для того чтобы оценить все утверждения, в анализ включены в том числе и задания, удаленные во время КФА.
Критериями для одномерности являются собственное значение первой компоненты менее 2, высокий показатель Disattenuated Correlation и близость ожидаемой и наблюдаемой дисперсии (Smith, 2002). Данные об одномерности представлены в табл. 2.
Таблица 2
Собственные значения компонент для факторов шкалы межличностной значимости
Модель RSM Осознанность Важность Поддержка других
Собственное значение первой компоненты 1,9408 2,0894 1,4130
Disattenuated Correlation между 1-м и 3-м кластерами заданий для контраста № 1 0,5472 0,7727 0,8302
Наблюдаемая дисперсия 49,6% 51,4% 58,6%
Ожидаемая дисперсия 49,9% 52,5% 58,6%
В анализируемом опроснике требования одномерности соблюдаются для шкалы «Поддержка других». Для шкалы «Осознанность» показатель Disattenuated Correlation составляет 0,55, что говорит о некоторой общности заданий. В то же время собственное значение первой компоненты, меньшее 2 (1,94), и близость ожидаемой и наблюдаемой дисперсии говорят в пользу одномерности шкалы. Для шкалы «Важность» собственное значение первой компоненты превышает 2 (2,0894), однако большой размер Disattenuated Correlation (0,77) и близость ожидаемой и наблюдаемой дисперсии позволяют говорить об одномерности шкалы.
Далее проведен анализ заданий для каждого фактора. Проанализированы статистики согласия заданий с моделью, которые основаны на матрице стандартизированных остатков: взвешенные среднеквадратичные статистики согласия (outfit MNSQ в программе Winsteps) и невзвешенные среднеквадратичные статистики согласия вопросов (infit MNSQ). Для всех статистик существуют критические значения: считается, что в норме статистики не должны выходить за пределы интервала от 0,5 до 1,5; если значения выходят за пределы этого интервала, то такое задание может быть расценено как «проблемное».
Анализ фактора «Осознание»
В табл. 3 представлены статистики согласия для шкалы «Осознание». Курсивом выделены утверждения, сохраненные в шкале по итогам КФА.
Таблица 3
Статистики согласия заданий для фактора «осознания»
Утверждения Трудность (логиты) Ошибка (логиты) MNSQ infit MNSQ outfit
Большинство людей не замечают, когда я прихожу или ухожу * 0,11 0,05 0,89 0,90
На общественных мероприятиях меня почти никто не узнает* 0,44 0,05 1,06 1,07
Временами я чувствую себя практически невидимым* 0,45 0,05 0,95 0,94
Люди обычно замечают мое отсутствие -0,14 0,05 1,04 1,12
По какой-то причине мне трудно привлекать внимание других людей* 0,47 0,05 0,94 0,93
Что бы ни произошло, люди не станут меня игнорировать 0,14 0,05 1,02 1,12
Как бы там ни было, люди в основном знают о моем присутствии -0,42 0,05 0,87 0,86
Люди обычно забывают мое имя* -1,06 0,06 1,40 1,19
Примечание. * Задания были перекодированы
Анализ заданий показал, что все статистики не выходят за пределы критических значений, кроме утверждения «Люди обычно забывают мое имя». Наиболее трудным оказалось утверждение «По какой-то причине мне трудно привлекать внимание других людей» (с этим утверждением сложнее всего согласиться), наиболее легким - утверждение «Люди обычно забывают мое имя». Учитывая результаты КФА, в котором это утверждение имело низкую факторную нагрузку на соответствующий фактор, можно сказать, что это утверждение лучше исключить из шкалы.
Надежность полной версии шкалы в рамках IRT (person reliability) составила 0,78, а коэффициент а Кронбаха равен 0,85. Оба показателя говорят о хорошей надежности. По результатам DIF-анализа разница между мужчинами и женщинами варьирует в диапазоне от 0,08 до 0,27 логитов. Эти показатели находятся ниже критического значения в 0,64 логита, поэтому уместно говорить об отсутствии DIF.
Для сокращенной версии шкалы, в которой осталось 4 утверждения (они в табл. 3 выделены курсивом) надежность была чуть ниже (0,74), а коэффициент а Кронбаха равен 0,83, что является хорошими показателями, несмотря на сокращение числа заданий.
Ниже представлена карта переменных этого фактора, который графически представляет континуум латентной переменной в единицах оценок заданий и мер испытуемых. Карта позволяет посмотреть, как выровнены трудности заданий относительно способностей респондентов и с какими заданиями респондентам с разным уровнем способностей может быть труднее согласиться (рис. 1).
Рис. 1. Карта заданий для фактора «Осознание»
Анализ карты заданий показывает, что в шкале недостаточно заданий для оценки респондентов с уровнем способностей выше среднего. В сокращенной версии шкалы осталось 4 утверждения ^7, q4, д13, q1), они выделены на карте. Удаленные утверждения имели низкую трудность. Сокращенная версия шкалы не воспроизведет даже того покрытия черты, которое было на полной шкале со всеми заданиями.
Анализ фактора «Важность»
Результаты анализа заданий фактора «Важность» представлены в табл. 4. Курсивом выделены те утверждения, которые оставлены в шкале по итогам КФА.
Таблица 4
Статистики согласия для фактора «Важности»
Утверждения Трудность (логиты) Ошибка (логиты) MNSQ infit MNSQ outfit
Людям нет дела до того, что со мной происходит* 0,60 0,05 0,94 0,94
В моей жизни есть люди, которые отреагируют на происходящее со мной так же, как если бы это произошло с ними -0,04 0,05 1,30 1,30
Мои близкие и знакомые обычно гордятся моими успехами -0,29 0,05 1,07 0,99
Я замечаю, что люди готовы испытывать неудобства, чтобы помочь мне 1,19 0,05 1,29 1,29
Если у меня есть проблема, люди обычно не хотят о ней слышать* 0,24 0,05 0,80 0,76
Большую часть времени другие люди безразличны к моим нуждам* 0,46 0,05 0,79 0,76
В моей жизни есть люди, достаточно заботящиеся обо мне, чтобы критиковать, когда мне это нужно -0,16 0,05 1,01 1,08
Нет никого, кто бы действительно гордился моими достижениями* -0,67 0,06 1,03 0,87
Если я однажды исчезну, никто и не заметит* -0,59 0,06 0,97 0,83
По правде говоря, я никому не нужен* -0,73 0,06 1,03 0,80
Примечание. * Задания были перекодированы
Все задания находятся в границах критических значений, что говорит о хорошем согласии данных с моделью. В полной версии шкалы трудность заданий находится в диапазоне от -0,73 до 1,19, представлены утверждения с разным уровнем трудности.
Однако анализ выявил, что утверждения с похожими формулировками демонстрируют различающийся уровень трудности. Например, «Людям нет дела до того, что со мной происходит» имеет трудность 0,6 логита, а «Если я однажды исчезну, никто и не заметит» демонстрирует трудность в -0,59. Для выяснения причин такой разницы в трудности был проведены дополнительные когнитивные лаборатории, результаты которых будут рассмотрены в секции «Обсуждение».
Надежность шкалы в рамках IRT (person reliability) составила 0,80, а коэффициент а Кронбаха равен 0,88. Оба показателя говорят о хорошей надежности. Сокращенная версия шкалы, состоящая из 6 заданий, имеет надежность 0,77, а коэффициент а Кронбаха равен 0,90. По результатам DIF-анализа разница между мужчинами и женщинами варьирует в диапазоне от 0,2 до 0,50 логитов. Эти показатели находятся ниже критического значения в 0,64, поэтому уместно говорить об отсутствии DIF.
Представленная на рис. 2 карта переменных говорит о том, что так же, как в и предыдущем факторе, задания в шкале «Важность» смещены относительно уровня способностей. Причем в этом факторе смещение довольно существенное: средняя трудность заданий смещена на одно стандартное отклонение ниже относительно средней оценки способности респондентов.
Карта переменных для этих факторов представлена на рис. 2. Выделены задания, оставшиеся в сокращенной версии шкалы.
MEASURE PERSON - MAP - ITEM <яоге>|<rare> 4 .Винни +
.яяяя I
явяяяяя .««я««
«ЛИ*«
ЯЯШКЯ
яяяяяяя
.aaaaaa 1 М|Т 1 «11
вякан 1
1
.«««я 1
яяя Is q3r
.nana 1 qlSr
1
ЯЯЯЯЯЯ 1 ql4r
S |
aaaaaa +м »6
.яяяя 1 019
.«в 1
.яяя 1 «8
ям 1
.я Is 1 1 g22r q20r q23r
Рис. 2. Карта переменных для фактора «Важность»
Таким образом, мы видим, что в сокращенной версии шкалы сохранились утверждения, имеющие низкую и высокую трудность, что в целом может гарантировать сохранение работоспособности сокращенной версии шкалы. Тем не менее для большинства респондентов не хватает заданий, предназначенных для измерения их уровня оцениваемой черты.
Анализ фактора «Поддержка других»
В табл. 5 отображены статистики согласия для утверждений фактора «Поддержка других». Утверждения, имеющие хорошие показатели по результатам КФА, выделены в таблице курсивом.
Таблица 5
Статистики согласия для фактора «Поддержка других»
Утверждения Трудность (логиты) Ошибка (логиты) MNSQ тЙ MNSQ outfit
Довольно много людей обращаются ко мне за советом по важным случаям 0,42 0,07 0,94 0,95
Ко мне редко обращаются при необходимости -0,02 0,07 1,37 1,37
Люди обычно полагаются на меня, когда им нужна поддержка -0,35 0,07 0,75 0,73
Когда людям нужна помощь, они приходят ко мне 0,35 0,07 0,79 0,79
Люди рассчитывают, что я буду рядом в трудной для них ситуации 0,03 0,07 1,00 0,99
Люди часто доверяют мне важные для них вещи -0,43 0,07 1,14 1,11
Рис. 3. Карта переменных для фактора «Поддержка других»
Трудность заданий находится в диапазоне от -0,43 до 0,42, а задания со схожими формулировками (например, «Довольно много людей обращаются ко мне за советом по важным случаям» и «Когда людям нужна помощь, они приходят ко мне») имеют сопоставимый уровень трудности (0,42 и 0,35). Общий диапазон покрытия составляет 1,01 логита, что говорит о недостаточном покрытии черты.
Надежность шкалы в рамках IRT (person reliability) составила 0,84, а коэффициент а Кронбаха равен 0,89. Оба показателя говорят о хорошей надежности. Сокращенная версия шкалы имеет надежность 0,79, а коэффициент а Кронбаха равен 0,82.
По результатам DIF-анализа разница между мужчинами и женщинами варьирует в диапазоне от 0,03 до 0,31 логитов. Эти показатели находятся ниже критического значения в 0,64 логита, поэтому уместно говорить об отсутствии DIF.
Представленная на рис. 3 карта переменных (выделены задания, оставшиеся в сокращенной версии шкалы) говорит о смещении уровня способностей в популяции относительно уровня способностей, измеряемого шкалой. График также подтверждает тезис о недостаточном диапазоне покрытия черты. В шкале недостаточно заданий для оценки респондентов с высоким и низким уровнями способностей.
Надо отметить, что задания, оставшиеся в сокращенной версии шкалы, имеют такой же диапазон трудности, как и в полной версии.
Обсуждение
В текущем исследовании была начата работа по валидизации русскоязычной версии шкалы межличностной значимости и проведена оценка психометрических свойств шкалы с использованием КФА и рейтинговой модели Раша. Межличностная значимость является важным социально-психологическим конструктом, связанным с широким кругом личностных черт. Интерес к оценке межличностной значимости связан с тем, что, по данным исследований, высокий уровень межличностной значимости позитивно коррелирует с психологическим благополучием, а низкий уровень межличностной значимости связан с повышенным риском суицидов, высоким уровнем тревожности и чувством одиночества.
За основу взята шкала межличностной значимости, разработанная Эллиотом и состоящая из 24 утверждений (Elliott et al., 2004). Теоретическая модель предполагает, что межличностная значимость представлена тремя связанными, но отдельными факторами: осознанием, важностью и поддержкой других.
Для оценки факторной структуры был использован КФА. На первом шаге была проверена 3-факторная модель со всеми утверждениями, которая имела не очень хорошие показатели соответствия данным. В первую очередь это было связано с низкими факторными нагрузками некоторых утверждений на «свой» фактор и высокими кросс-факторными нагрузками.
После нескольких итераций была найдена модель, имеющая удовлетворительные статистики согласия с данными. В итоге в опроснике осталось 15 утверждений: 4 утверждения для фактора «Осознание», 6 утверждений для фактора «Важность» и 5 для фактора «Поддержка других». Однако в этой модели были получены высокие корреляции между факторами «Осознание» и «Важность». Поэтому была проверена альтернативная 2-факторная модель, однако она подходила данным хуже, чем 3-факторная модель. Надо отметить, что в исследовании Эллиота тоже получены достаточно высокие показатели корреляции для этих двух факторов, но они ниже, чем в нашем исследовании (от 0,65 до 0,71).
В целом надо отметить: несмотря на то что 3-факторная модель была подтверждена в исследовании, необходимы более детальная операциона-лизация двух факторов - «Осознанность» и «Важность» - и, возможно, переформулировка утверждений для обеих шкал с тем, чтобы эти два конструкта (если они действительно являются разными) отличались друг от друга. Теоретическое описание этих двух факторов в настоящее время не позволяет более точно отделить их друг от друга. В модели Эллиота осознание - это понимание того, что мы значимы для других людей, что они замечают нас. Важность - чувство важности для других людей, потому что мы понимаем, что являемся объектом внимания и заботы. Получается, что эти два конструкта различаются даже на уровне теоретического описания очень мало, ведь для того, чтобы заботиться о ком-то, надо сначала этого человека заметить. Можно сказать, что «Важность» является частью «Осознания», поскольку вряд ли можно себе представить ситуацию, что кого-то не замечают, но при этом заботятся и проявляют внимание.
Каким образом может произойти разделение двух факторов? Один из возможных вариантов - операционализировать фактор «Осознание» как состояние, при котором человек осознает свою заметность для людей в целом, для широкого круга людей. А фактор «Важность» может быть операцио-нализирован как ощущение себя объектом заботы и внимания со стороны близких людей. В текущем варианте формулировок такого разделения нет, поэтому, возможно, трудно отделить два фактора.
Анализ психометрических свойств шкалы с помощью рейтинговых моделей Раша показал, что большинство заданий шкалы обладает хорошими статистиками согласия с моделью. Но одновременно выявлены и некоторые проблемы. В первую очередь обращает на себя внимание узкий диапазон трудностей заданий. Это говорит о том, что инструмент мало подходит для оценки уровня значимости для респондентов с высоким уровнем выраженности черты. В частности, для факторов «Осознание» и «Важность» задания смещены к правому краю распределения. Соответственно, они могут быть использованы для определения так называемой «группы риска» - людей с низким уровнем значимости. Фактор «Поддержка других» представлен всего шестью утверждениями, которые на карте переменных сконцентрированы ближе к среднему. Следовательно, шкала может работать только для оценки достаточно узкого диапазона показателей способностей.
Учитывая результаты, полученные по итогам КФА, мы также проверили свойства сокращенных версий шкал. В целом факторы «Важность» и «Поддержка других» сохраняют диапазон трудности заданий, сравнимый с полной версий шкал. Для фактора «Осознание» в сокращенной версии шкалы не сохранились утверждения с низким уровнем трудности, что может говорить о том, что сокращенная версия шкалы не воспроизводит свойства полной шкалы.
Анализ также показал некоторую несогласованность заданий шкалы «Важность». Неожиданно несколько утверждений, сформулированных очень похожим образом, имеют различные показатели трудности. Это касается утверждений «Людям нет дела до того, что со мной происходит» (трудность 0,6 логита), «Если я однажды исчезну, никто и не заметит» (-0,59) и «По правде говоря, я никому не нужен» (-0,73). Логичнее было бы ожидать, что эти задания будут иметь схожую трудность. Для выяснения такой разницы было проведено четыре дополнительных когнитивных лаборатории. По результатам интервью можно сказать, что утверждения, имеющие низкую трудность, воспринимаются как более негативно окрашенные, отражающие безнадежность: испытуемые отмечали схожесть заданий с описанием депрессивных симптомов. А утверждение с более высокой трудностью («Людям нет дела до того, что со мной происходит»), воспринимается более нейтрально, как факт, который можно игнорировать или даже исправить. Таким образом, испытуемые видят значительную разницу между заданиями, отмечают разную степень негативной окраски. Это может частично объяснить различия в показателях трудности.
К ограничениям исследования можно отнести то, что в выборку вошли в основном студенты или аспиранты. Соответственно, это люди с достаточно высоким уровнем образования, развитыми навыками рефлексии, включенные в социальную жизнь. Возможно, что на выборке людей другой возрастной, образовательной или профессиональной группы могут быть получены другие результаты. В будущем, помимо доработки вопросов шкалы межличностной значимости, необходимо также проанализировать, как связаны результаты ответов на вопросы этого вопросника с другими близкими конструктами: уровнем социальной поддержки, чувством отверженности и изоляции, самооценкой.
Литература
Шаров, А. С. (2018). Базовый феномен «Я-концепции»: чувство собственной значимости. Вестник Омского государственного педагогического университета. Гуманитарные исследования, 7(18), 55-58.
Ссылки на зарубежные источники см. в разделе References после англоязычного блока.
Поступила в редакцию 11.10.2023 г.; принята 27.11.2023 г.
Бициоха Ярослав Андреевич - аспирант, стажер-исследователь Центра социологии культуры Института образования Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики». E-mail:[email protected]
Кузьмина Юлия Владимировна - старший научный сотрудник Центра психометрики и измерений в образовании Института образования Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики»., кандидат психологических наук. E-mail: [email protected]
For citation: Bitsiokha,Ya. A., Kuzmina, Yu. V. (2023). Experience of Developing a Russian-Language Version of the Interpersonal Mattering Scale: What Conirmatory Factor Analysis and Modern Testing Theory Tell Us about It? Sibirskiy Psikhologicheskiy Zhurnal - Siberian journal of psychology, 90, 44-64. In Russian. English Summary. doi: 10.17223/17267080/90/3
Experience of Developing a Russian-Language Version of the Interpersonal
Mattering Scale: What Conirmatory Factor Analysis and Modern Testing Theory Tell Us about It?1
Ya.A. Bitsiokha1, Yu.V. Kuzmina1
1 National Research University Higher School of Economics, 20 Myasnitskaya Str., Moscow, 101000, Russian Federation
Abstract
The article presents the results of the adaptation of the Russian version of the Interpersonal Mattering Scale (IMS) questionnaire on a sample of students (N=666). The authors proposed a model in which interpersonal significance is represented by three factors: awareness, importance, and reliance. Awareness is described as the state when a person feels that he or she is the object of another people's attention. The authors define importance as the perception of oneself as an object of care or concern of other people. The reliance factor involves the perception of oneself as a person who is chosen by other people as a helper, a confidant. Interest in the assessment of interpersonal importance is related to the fact that according to research data, a high level of interpersonal importance is positively correlated with psychological well-being, while a low level of interpersonal importance is associated with an increased risk of suicide, high levels of anxiety and feelings of loneliness. The questionnaire consists of 24 statements with 5 response categories on the Likert scale. The translation was done by two independent translators, and a back-translation procedure was also applied. In the next stage, a series of interviews (cognitive laboratories) were conducted to qualitatively check whether the subjects understood the statements and the target construct. The psychometric properties of the scale were assessed, using CFA and Rasch's rating scale model. According to the CFA results, the theoretical model had a poor fit to the data. As a result, there were 15 statements left in the questionnaire, 4 statements for the factor "Awareness", 6 statements for the factor "Importance" and 5 for the factor "Reliance ", also in this model there were high correlations between the factors "Awareness" and "Importance". Quantitative analysis demonstrated good psychometric performance of the questionnaire, no DIF. The article becomes part of a discussion on the structure of the construct. Discussed are possible options for operationalizing the factors "Awareness" and "Importance" and which would achieve a better separation. Also, information about the shortened version of the scale is given, and possible directions for
1 The study was supported by a grant from the Russian Science Foundation (Project No. 2218-00533).
further work are mentioned. The main limitation of the study is the composition of the sample. The respondents were undergraduate or graduate students: people with a sufficiently high level of education, with developed skills of reflection. It is possible that different results may be obtained with a sample of people of a different age, educational or professional group.
Keywords: Russian-language adaptation; CFA; interpersonal mattering; psychometric analysis; item response theory
References
Andrich, D. (1978). A rating formulation for ordered response categories. Psychometrika,
43(4), 561-573. doi: 10.1007/bf02293814 Deas, N., Kowalski, R., Finnell, S., Radovic, E., Carroll, H., Robbins, C., Cook, A., Hurley, K., Cote, N., Evans, K., Lorenzo, I., Kiser, K., Mochizuki, G., Mock, M., & Brewer, L. (2023). I just want to matter: Examining the role of anti-mattering in online suicide support communities using natural language processing. Computers in Human Behavior, 139, 107499. doi: 10.1016/j.chb.2022.107499 Demir, M., Ozen, A., Dogan, A., Bilyk, N. A., & Tyrell, F. A. (2010). I matter to my friend, therefore I am happy: Friendship, mattering, and happiness. Journal of Happiness Studies, 12(6), 983-1005. doi: 10.1007/s10902-010-9240-8 Dixon, S. K., & Kurpius, S. E. R. (2008). Depression and college stress among university undergraduates: Do mattering and self-esteem make a difference? Journal of College Student Development, 49(5), 412-424. doi: 10.1353/csd.0.0024 Elliott, G., Kao, S., & Grant, A.-M. (2004). Mattering: Empirical validation of a social-
psychological concept. Self and Identity, 3(4), 339-354. doi: 10.1080/13576500444000119 Flett, G. L. (2018). Resilience to interpersonal stress: Why mattering matters when building the foundation of mentally healthy schools. In A. W. Leschied, D. H. Saklofske, & G. L. Flett (Eds.), Handbook of school-based mental health promotion: An evidence-informed framework for implementation (pp. 383-410). Springer. Flett, G. L. (2022). An introduction, review, and conceptual analysis of mattering as an essential construct and an essential way of life. Journal of Psychoeducational Assessment, 40(1), 3-36. doi: 10.1177/07342829211057640 Flett, G. L., & Heisel, M. J. (2020). Aging and feeling valued versus expendable during the COVID-19 pandemic and beyond: A review and commentary of why mattering is fundamental to the health and well-being of older adults. International Journal of Mental Health and Addiction, 19(6), 2443-2469. doi: 10.1007/s11469-020-00339-4 Flett, G. L., Goldstein, A. L., Pechenkov, I. G., Nepon, T., & Wekerle, C. (2016). Antecedents, correlates, and consequences of feeling like you don't matter: Associations with maltreatment, loneliness, social anxiety, and the five-factor model. Personality and Individual Differences, 92, 52-56. doi: 10.1016/j.paid.2015.12.014 Flett, G. L., Su, C., Nepon, T., Sturman, E. D., Ma, L., & Guo, L. (2023). Mattering, Stress, and Burnout in Feelings of Distress, Defeat, and Entrapment among Chinese High School Students. Journal of Concurrent Disorders. doi: 10.54127/cnka2584 Froidevaux, A., Hirschi, A., & Wang, M. (2016). The role of mattering as an overlooked key challenge in retirement planning and adjustment. Journal of Vocational Behavior, 94, 5769. doi: 10.1016/j.jvb.2016.02.016 Gossett, B. J., Cuyjex, M. J., & Cockriel, I. (1996). African Americans' and non-African Americans' sense of mattering and marginality at public, predominantly white institutions. Equity & Excellence in Education, 29(3), 37-42. doi: 10.1080/1066568960290306 Joreskog, K. G. (1999). How large can a standardized coefficient be. Retrieved from https://www.statmodel.com/download/Joreskog.pdf
Lemon, J. C., & Watson, J. C. (2011). Early identification of potential high school dropouts: An investigation of the relationship among at-risk status, wellness, perceived stress, and mattering. Journal of At-Risk Issues, 16(2), 17-23. Linacre, J. M. (2011). A user's guide to WINSTEPS [Computer Manual]. Chicago: Winsteps. Linacre, J. M. (2023). Winsteps® (Version 5.6.0) [Computer Software]. Portland, Oregon:
Winsteps.com. Retrieved from https://www.winsteps.com/. Marcus, F. M., & Rosenberg, M. (1987). Mattering: Its measurement and significance in everyday life. In paper presented at the 57th annual Eastern Sociological Society Meeting, Boston, Massachusetts.
Marshall, S. K. (2001). Do I matter? Construct validation of adolescents' perceived mattering
to parents and friends. Journal of Adolescence, 24(4), 473-490. doi: 10.1006/jado.2001.0384 Marshall, S. K., & Tilton-Weaver, L. (2019). Adolescents' perceived mattering to parents and friends: Testing cross-lagged associations with psychosocial well-being. International Journal of Behavioral Development, 43(6), 541-552. doi: 10.1177/0165025419844019 Mohamed, S. A., Hendy, A., Ezzat Mahmoud, O., & Mohamed Mohamed, S. (2021). Mattering perception, work engagement and its relation to burnout amongst nurses during corona-virus outbreak. Nursing Open, 9(1). doi: 10.1002/nop2.1075 Prilleltensky, I. (2020). Mattering at the Intersection of Psychology, Philosophy, and Politics.
American Journal of Community Psychology, 65(1-2), 16-34. doi: 10.1002/ajcp.12368 Rayle, A. D. (2005). Adolescent gender differences in mattering and wellness. Journal of
Adolescence, 28(6), 753-763. doi: 10.1016/j.adolescence.2004.10.009 Rayle, A. D., & Chung, K.-Y. (2007). Revisiting first-year college students' mattering: Social support, academic stress, and the mattering experience. Journal of College Student Retention: Research, Theory & Practice, 9(1), 21-37. doi: 10.2190/x126-5606-4g36-8132 Reece, A., Yaden, D., Kellerman, G., Robichaux, A., Goldstein, R., Schwartz, B., Seligman, M., & Baumeister, R. (2021). Mattering is an indicator of organizational health and employee success. The Journal of Positive Psychology, 16(2), 228-248. doi: 10.1080/17439760.2019.1689416 Rosenberg, M. (1985). Self-concept and psychological well-being in adolescence. The Development of the Self, 1, 205-246. Rosenberg, M., & B. Claire McCullough. (1981). Mattering: Inferred significance and mental
health among adolescents. Research in Community & Mental Health, 2, 163-182. Rosenberg, M., & Kaplan, H. B. (Eds.) (1982). Social psychology of the self-concept. Arlington
Heights, Harlan Davidson Inc. Scarpa, M. P., Zopluoglu, C., & Prilleltensky, I. (2022). Assessing multidimensional mattering: Development and exploratory validation of the Mattering in Domains of Life Scale (MIDLS). Journal of Community Psychology, 50(3). doi: 10.1002/jcop.22725 Schmidt, C. J., Stoddard, S. A., Heinze, J. E., Caldwell, C. H., & Zimmerman, M. A. (2020). Examining contextual and relational factors influencing perceptions of societal and interpersonal mattering among rural youth. Journal of Community Psychology, 48(6), 20132032. doi: 10.1002/jcop.22401 Sharov, A. S. (2018). Bazovyy fenomen "Ya-kontseptsii": chuvstvo sobstvennoy znachimosti [The basic phenomenon of "I-concept": a sense of self-worth]. Vestnik Omskogo gosudar-stvennogopedagogicheskogo universiteta. Gumanitarnye issledovaniya, 1(18), 55-58. Smith, E. V. (2002). Detecting and evaluating the impact of multidimensionality using item fit
statistics and principal component analysis of residuals. PubMed, 3(2), 205-231. Smith, E. V., & Smith, R. M. (2004). Introduction to Rasch Measurement. Jam Press. Taylor, J., & Turner, R. J. (2001). A Longitudinal Study of the Role and Significance of Mattering to Others for Depressive Symptoms. Journal of Health and Social Behavior, 42(3), 310-325. doi: 10.2307/3090217 Tovar, E., Simon, M. A., & Lee, H. B. (2009). Development and validation of the college mattering inventory with diverse urban college students. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 42(3), 154-178. doi: 10.1177/0748175609344091
Velez, C. E., Braver, S. L., Cookston, J. T., Fabricius, W. V., & Parke, R. D. (2020). Does mattering to parents matter to adolescent mental health?: A psychometric analysis. Family Relations, <59(1), 180-194. doi: 10.1111/fare.12396 Wright, B. D. (1994). Reasonable mean-square fit values. Rasch Measurement Transactions, 8, 370.
Received 11.10.2023; Accepted 27.11.2023
Yaroslav A. Bitsiokha - Postgraduate Student, Research Intern at the Center for Sociology of Culture, Institute of Education, HSE University. E-mail: [email protected]
Yulia V. Kuzmina - Research Fellow, Centre for Psychometrics and Measurement in Education, Institute of Education, HSE University. Cand.Sc. (Psychol.). E-mail: [email protected]
