CC BY
111
ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНАЯ ПСИХОЛОГИЯ
ОРГАНИЗОВАННОСТЬ АКСИОСФЕРЫ ЛИЧНОСТИ: СУЩНОСТЬ И МЕТОДИКА ИССЛЕДОВАНИЯ*
© А. В. Капцов
Капцов Александр Васильевич кандидат
технических наук, доцент заведующий кафедрой психологии управления Самарская
гуманитарная академия avkaptsov@mail.ru
В статье рассмотрена метолика опрелеления интегральных показателей аксиосферы: организованности и елинства. Эмпирически показано наличие взаимосвязи этих показателей с мотивационной функцией ценностей. Выявлены ограничения использования интегральных показателей аксиосферы.
Ключевые слова: психологическая аксиология, система, целостность, организованность, структура, исследования, методика.
Несмотря на полувековую историю интенсивных исследований в области психологической аксиологии, изучающей психологические аспекты ценностей индивидуального и коллективного субъектов, проблем теоретического и экспериментального плана, требующих скорейшего решения, особенно в условиях социальноэкономических изменений в обществе, остается еще много. Одной из причин такого состояния является сложность психологического феномена «ценность». В то же время идет поиск и разработка адекватных эмпирических методов исследования ценностей, включая психодиагностические методики, математические модели и методы обработки получаемой в ходе исследования информации.
Все многообразие ценностей личности образует сложную систему, обозначаемую понятием, предложенным М. С. Каганом [12], «аксио-сфера» личности. В связи с чем перед исследо-
* Работа выполнена при финансовой поддержке гранта РГНФ 12-06-00411а.
вателями стоит задача изучения аксиосферы экспериментальными методами в условиях противоречия между существованием в мире бесконечно большого количества ценностей, которые потенциально могут и становятся личностными ценностями отдельно взятого индивида, и ограниченными возможности психологической диагностики. Это естественная проблема диагностики сложной системы, коей является аксиосфера личности: по минимальному количеству диагностируемых признаков адекватно судить о характеристике всей системы. Опросники с открытыми вопросами, широко используемые в исследовательских целях [40], не решают проблемы, так как испытуемые чаще всего указывают универсальные ценности (здоровье, любовь, верные друзья, мир на планете и т. п.), а перечень ценностей подвержен влиянию неконтролируемых ситуативных факторов. Поэтому часто используется один из двух возможных вариантов решения проблемы: либо перечень ценностей строго определен исследователем согласно теоретической или эмпирической концепции, адекватно описывающей подавляющее большинство реальных случаев [22, 33, 42, 43], либо перечень ценностей состоит из двух частей — заданной исследователем и дополненной испытуемым.
Однако личностные ценности представляют собой лишь элементы сложной системы — аксиосферы личности, поэтому исследования отдельно взятых личностных ценностей часто не дают того практического результата, на который рассчитывает исследователь, т.к. из общей теории систем известно [8], что разные свойства системы, в данном случае аксиосферы личности, в том числе и целостность, взаимосвязаны через ее структуру. Структура отражает определенные взаимосвязи, взаиморасположение составных частей системы, ее устройство [4]. Это подтверждает В. А. Ядов, считая, что между ценностными ориентациями и реальным поведением человека отсутствует прямая взаимосвязь, т.к. последнее взаимосвязано со всей диспозиционной системой личности [34]. Наши эмпирические исследования функций личностных ценностей [19] показали, что, в частности, мотивационную функцию личностные ценности выполняют только при некоторых условиях. Следовательно, определение характеристик аксиосферы как системы является актуальной проблемой в исследовании ценностей личности.
Прежде чем рассматривать существующие методы исследования аксиосферы личности, обратимся к основным понятиям общей теории систем. В. Ю. Крылов, анализируя несколько десятков существующих определений понятия «система», отмечал [23, с. 278], что при всем разнообразии мнений обязательным в понятии «система» является наличие множества элементов, связанных между собой некоторым отношением, которое объединяет элементы системы, делая ее целостностью. Причем в большинстве определений системы изначально задаются ее элементы, а целостность системы обеспечивается за-данностью отношений между ними. Однако Ю. А. Шрейдером было предложено в основу системы положить целостность, при которой ее элементы не даны заранее, а строятся (или выбираются) в процессе ее членения [39]. По мнению В. Ю. Крылова, «бывают системы, для которых представление их как множества изначально заданных элементов оправдано. Однако для психологии более типичны системы, изначально являющиеся целостностью и представляемые
как множества элементов в процессе исследования системы в соответствии с волей исследователя. Встречаются и смешанные варианты систем, в которых по одному основанию данность системы как множества элементов очевидна априори, а по другому (или другим) — представление об элементах системы вторично» [23, с. 279]. Еще раньше на эту особенность психологических систем обратил внимание А. В. Брушлинский, назвав ее недизъюнктивностью [2]. В недизъюнктивности можно выделить две тесно связанные друг с другом, но качественно различные особенности [23]:
1) неразделенность в данный момент времени элементов системы друг от друга, обусловленную процессуальным характером, динамичностью, пластичностью психологических систем;
2) саму динамичность, пластичность психологических систем, в которых элементы системы постоянно изменяются, переходят на новых стадиях развития системы в другие элементы, так что для того, чтобы зафиксировать структуру системы в какой-либо момент, нужно прервать непрерывный процесс развития психологической системы, перейти от психологической системы как процесса к тем результатам этого процесса, которые имеются в данный момент.
Аксиосфера личности в полной мере относится к такого рода системам, т. к. ценности находятся в состоянии изменений, и в ходе этого динамического процесса образуются или распадаются взаимосвязи между ними, что создает, с одной стороны, проблему описания аксиосферы как системы, а с другой — результат исследования соответствует только данному моменту времени.
Аксиосфера личности должна обладать интегративными свойствами: эмер-джентностью и целостностью. Если под эмерджентностью системы понимается новое свойство, не присущее отдельно взятым элементам, то в аксиологии на сегодняшний день нет четкого разграничения свойств отдельных ценностей и аксиосферы как системы. В теории систем целостность означает, что каждый элемент системы вносит вклад в реализацию целевой функции системы. Целостность смысловой сферы, частью которой является аксиосфера, играет наиважнейшую роль [9]. Следует иметь в виду, что функции ценностных ориентаций, приведенные в работе [10, с. 37], относятся скорее к системе ценностей, а не к ее отдельным элементам. Целостность системы определяется организованностью как сложным свойством системы, заключающейся в наличии структуры и функционирования или поведения. Поведение системы — это процесс целенаправленного изменения во времени состояния системы, обусловленное структурой систем низшего порядка, из которых состоит данная система, и наличием признаков равновесия. Именно структурность как свойство систем является наиболее исследованной в психологической аксиологии.
Для определения структуры аксиосферы традиционно пользуются методом ранжирования перечня ценностей по примеру диагностики ценностных ориентаций с помощью методики М. Рокича [42]. При этом под структурой понимается иерархия ценностей, являющаяся по сути одномерной. Переход к пятимерному пространству аксиосферы был реализован И. Г. Сениным в методике ОТеЦ [32]. Автор выделил 5 сфер жизнедеятельности, в которых необходимо оценить 8 жизненных ценностей. Под структурой в этом случае понимался уровень ценностей в каждой сфере жизнедеятельности. Существенным
продвижением в направлении изучения структуры аксиосферы личности явилась методика С. С. Бубновой [3], в которой использование методов многомерного шкалирования и кластерного анализа позволило получать нелинейную топологическую модель аксиосферы личности. Тем не менее для реализации принципа системности в изучении личностных ценностей не хватало определения одной из важнейших характеристик систем — это связи между элементами системы. Именно понятие «связь» входит в любое определение системы и обеспечивает возникновение и сохранение ее целостных свойств. Это понятие одновременно характеризует и строение (статику), и функционирование (динамику) системы [4].
В дальнейшем с появлением теста МТЖЦ [35] удалось выявить два ортогональных латентных фактора, состоящих из восьми взаимосвязанных личностных ценностей. В тесте МТЖЦ заложена жесткая детерминация состава латентных факторов, т.е. предположение о наличии четырех личностных ценностей в составе каждого из двух латентных факторов. Однако дальнейшие исследования аксиосферы личности с помощью этого теста позволили перейти авторам к тесту личностных ценностей [21], с помощью которого возможно определение индивидуальной многофакторной структуры аксиосферы [13].
Исследование индивидуальной структуры аксиосферы личности показало значительную вариативность как количества латентных факторов, определяющих аксиологическую направленность, так и состава входящих в них личностных ценностей [14, 20]. Причем латентные факторы аксиосферы могли быть как ортогональными, т. е. независимыми, так и косоугольными (иерархическими), т. е. зависимыми между собой. Одной из причин такого явления могло быть использование факторного анализа для получения структуры аксиосферы личности, который накладывает ряд требований к исходным данным (ответам испытуемых), подвергаемых анализу. Из множества этих требований [27, с. 26—33], как показали наши исследования, наибольшее влияние оказывает уровень взаимосвязи данных между собой, приводящий к сингулярности (вырожденности) матрицы взаимосвязей и, как следствие, к неточности факторного анализа и, соответственно, получаемой структуры аксиосферы.
Таким образом, структурность как характеристика организованности аксиосферы является наиболее исследованной, особенно если речь идет об однородной группе испытуемых, т. е. о номотетическом подходе, в котором могут быть использованы современные статистические методы обработки данных, например, корреляционный и факторный анализ. Однако чтобы факторное решение было непроизвольным и воспроизводимым, необходимо количество испытуемых не менее 100 человек, а лучше 200-400 и определенные значения факторных нагрузок переменных [24, с. 354]. Такое количество испытуемых в гомогенной выборке найти сложно, в результате проведения статистических процедур мы получаем некоторые закономерности, которые не могут быть применены ни к одному из испытуемых. Это означает, что результаты не обладают индивидуальной валидностью [6], которая указывает, до какой степени общие результаты исследования можно применять к отдельным испытуемым. В этой связи В. М. Русалов пишет, что «особенно велики индивидуальные различия в субъектно-содержательных свойствах индивидуальности, от-
носящихся к свойствам внутреннего мира человека: в системе ценностей, моральных установок, убеждений и т. д.» [31, с. 61]. «Номотетический подход, широко используемый в современной дифференциальной психологии, не решает проблему уникальности индивидуальности человека, поскольку вместо истинной индивидуальности фиксируется косвенная абстрактно-статистическая индивидуальность» [31, с. 62]. А «каждый человек как индивидуальность — это единая система, а не совокупность описаний через универсальные и групповые нормы» [31, с. 63].
Однако при исследовании индивидуальной структуры аксиосферы возникает ряд задач, требующих своего разрешения. Во-первых, исследование индивидуальной структуры должно быть как качественным, так и количественным. Для качественного анализа структуры систем в психологии широко используются корреляционные плеяды, разработанные более 50 лет тому назад в Ленинградском университете П. В. Терентьевым [36]. А количественную оценку с выходом на организованность системы можно получить, используя систему индексов, предложенную А. В. Карповым [17]. Во-вторых, математические методы, используемые при анализе свойств аксиосферы, должны быть максимально приближены к уровню подготовки психологов. Известен метод исследования структуры, в частности используемый для анализа результатов оценки ценностных ориентаций М. Роки-ча, в котором не экспериментальные данные вносятся априори в фиксированную геометрию пространства, а, наоборот, подбирается пространство с такой геометрией, которая была бы адекватной свойствам экспериментальных данных [23, с. 216]. При этом получается неметрическое пространство, в котором не всегда выполняется неравенство треугольника [23, с. 231], а, следовательно, сложно воспринимается психологами, воспитанными на евклидовой парадигме.
С учетом изложенных требований нам представляется перспективным анализ организованности аксиосферы на малочисленных выборках с применением корреляционных плеяд и количественной оценкой с помощью индексов. Для этого рассмотрим сущность и ограничения системы индексов, предложенной А. В. Карповым [17]. Для качественного анализа было предложено корреляционную плеяду, несущую информацию о структуре системы через пространственное расположение взаимосвязанных переменных (элементов системы), размещать по окружности. Такому построению элементов системы было дано название «коррелограмма». Построение коррелограмм легко поддается компьютеризации, однако наглядность уменьшается по сравнению с корреляционными плеядами.
Для количественной оценки предложено определение индекса когерентности структуры (коррелограммы) ИКС, определяемого как функция числа положительных значимых связей в структуре и меры их значимости, и индекса дифференцированности (дивергентности) структуры ИДС, определяемого аналогично для отрицательных связей [17, с. 171]. «Индекс общей организованности структур (ИОС) является функцией от общего количества положительных и отрицательных связей, а также их значимости и определяется как модуль ИКС и ИДС» [17, с. 171]. В работе [16, с. 21] сделано уточнение определения ИОС, а именно ИОС определяется «как разность “весов” положительных и отрицательных связей», что и используется широко в настоящее время [26].
В общей теории систем под организованностью понимается внутренняя упорядоченность отношений и связей между ее элементами, причем каждая связь или элемент системы должны способствовать целостности системы. Следовательно, возникает вопрос: всегда ли наличие отрицательной корреляционной связи уменьшает организованность системы? Наверное, нет. Наличие отрицательных корреляций зависит от сущности характеристик элемента, которые могут быть прямыми или обратными. Например, при исследовании факторов успешности обучения учащегося можно установить прямую взаимосвязь с посещаемостью занятий либо обратную взаимосвязь с количеством пропусков занятий. Суть системы от этого не изменится, однако значения индексов ИОС будут различные. Поскольку в психологических исследованиях выбор переменных часто ограничен имеющимися психодиагностическими средствами с требуемыми характеристиками, то предметная область исследования уже заранее ограничивается возможным уровнем получения ИОС. Поэтому мы считаем, что при оценке организованности системы необходимо исходить не из знака корреляционной взаимосвязи элементов системы, а из сущности влияния элемента на актуализации функций системы. Повышение уровня выполнения функции системой свидетельствует о возрастании организованности и наоборот. Однако доказательство изменения уровня исполнения функции системой на сегодняшний день в психологии найти сложно в силу множества причин, поэтому, в первом приближении, можно считать, что факт наличия корреляционной взаимосвязи между элементами уже может свидетельствовать об уровне организованности системы (независимо от знака взаимосвязи).
Для дифференциации вклада различных взаимосвязей в организованность системы авторы рассматриваемого подхода ввели «весовые» коэффициенты в зависимости от уровня статистической взаимосвязи [17], тем самым появились ограничения на сравнение коррелограмм только с одинаковой численностью испытуемых, т. к. уровень статистической значимости коэффициентов корреляции определяется объемом выборки. При сравнении коррелограмм с различным количеством испытуемых, например, в [26, с. 221—222] сравнение коррелограмм студентов факультета психологии (п = 55 чел.) и факультета биологии (п = 80 чел.), можно прийти к некорректным выводам. Кроме этого, результат определения ИОС в случае использования «весовых» коэффициентов накладывает требования и на качество используемых тестов и опросников. Известно, что в некоторых многошкальных опросниках в силу конструктивных особенностей наблюдается высокий уровень внутренних взаимосвязей между шкалами, следовательно, будет наблюдаться и высокий индекс ИОС, а в тестах, шкалы которых построены на основе факторного анализа, эти взаимосвязи минимальны. Следовательно, изменения индекса в этих случаях будут определяться свойствами психодиагностических методик и к организованности как свойству системы не иметь никакого отношения.
При построении коррелограмм всегда используется парный коэффициент корреляции, значения которого зависят от наличия взаимосвязи с третьей переменной [7, с. 250]. Также не следует забывать, что уровень значимости — это не только надежность взаимосвязи, но и свидетельство линейности изучаемой корреляции, которая определяется гомогенностью выборки. Поэтому при-
менение «весовых» коэффициентов усиливает в несколько раз влияние перечисленных факторов.
Таким образом, метод структурного анализа А. В. Карпова позволяет достаточно простыми средствами оценить относительную организованность психологической системы, что нашло широкое применение в сравнительном анализе нескольких выборок при условии их равного объема [28] и использования одних и тех же опросников и тестов. К сожалению, авторы, применяющие структурный анализ А. В. Карпова, в своих публикациях не всегда обращают внимание на имеющиеся ограничения [18, 41], не приводя подробных данных эмпирических исследований, что снижает научную ценность опубликованных ими результатов.
Рассмотрим методику определения организованности индивидуальной аксиосферы личности по результатам диагностики с помощью акмеологичес-кого теста личностных ценностей АТЛЦ [15], заключающуюся в специальном алгоритме обработки результатов тестирования испытуемого. Поскольку тест состоит из восьмидесяти пунктов, направленных на диагностику восьми личностных ценностей, а каждый пункт оценивается по семибалльной шкале Лай-керта от -3 до +3, то результаты диагностики могут быть представлены в виде матрицы семантического дифференциала [29, 38]. Небольшой размер матрицы (8 х 10) не позволяет корректно использовать факторно-аналитический метод обработки данных, поэтому для получения корреляционной матрицы личностных ценностей испытуемого предлагается использовать метод ранговой корреляции Спирмена при наличии одинаковых рангов [7, с. 217]. Значимый уровень коэффициента корреляции при р < 0,05 составляет 0,64.
На основании полученной корреляционной матрицы вычисляется уровень организованности (ОИ) аксиосферы испытуемого по формуле
ОД =
ЕЛГг*
2<п—1) , (1)
где Х№. — количество взаимосвязей в корреляционной матрице ценностей (без учета знака);
п — количество ценностей, диагностируемых в аксиосфере (для АТЛЦ п = 8).
Уровень организованности (1) изменяется в пределах от 0 до 1 и при этом не зависит от количества ценностей, диагностируемых методикой, и размера корреляционной матрицы, что является существенным достоинством предлагаемого подхода.
Из формулы (1) следует, что каждая ьая ценность в аксиосфере обладает своим статусом, который можно оценить по формуле
, (2)
где №. — количество взаимосвязей Ной ценности с остальными ценностями аксиосферы;
п — количество ценностей, диагностируемых в аксиосфере.
Качественный анализ взаимосвязей ценностей в структуре аксиосферы с количественной оценкой каждой ценности по формуле (2) создает предпосылки для определения аксиологического центра личности, который является элементом целостной смысловой сферы [9, с. 73].
Поскольку в формуле (1) используются данные ранговой корреляции ценностей испытуемого, то возможна еще одна интегральная составляющая аксиосферы, основанная на вычислении коэффициента множественной ранговой корреляции Кендалла (коэффициент конкордации) [30]. Коэффициент конкордации, как и уровень организованности (1), изменяется от 0 до 1 и относится к более «грубым» методам оценки [30, с. 132]. Исходя из сущности коэффициента конкордации, следует, что эта оценка аксиосферы личности не дублирует уровень организованности (1), а дополняет ее. Так, при высоком уровне организованности уровень единства может оказаться низким. Единство аксиосферы, определяемое через вычисление коэффициента конкордации, характеризует согласованность и однонаправленность всех ценностей аксиосферы. Уровень организованности характеризует связанность ценностей, которые могут быть при этом разнонаправленными. Исследования [20] показали, что у высокоразвитой личности часть аксиосферы, состоящая из восьми личностных ценностей, может содержать до пяти аксиологических направленностей, некоторые из которых являются независимыми относительно друг друга. В этом случае, вполне естественно, единство как показатель аксиосферы будет иметь низкий уровень. Аналогично низкий уровень единства и организованности можно наблюдать при низкой дифференциации ценностей испытуемым, что является актуальным при переживании личностью экзистенциального кризиса. Достоинством использования коэффициента конкордации как интегральной оценки аксиосферы личности является применение стандартизованных статистических операций с необходимыми в таких случаях процедурами проверки значимости полученных решений.
Таким образом, предлагается с позиции системного подхода оценивать аксиосферу личности двумя оценками: уровнем организованности аксиосферы как мерой структурности аксиосферы и интегральной оценкой согласованности ценностей аксиосферы, которые требуют эмпирической проверки.
Методика исследования
Для исследования организованности аксиосферы личности как системы было проведено пилотажное исследование на выборке, состоящей из 129 студентов очной формы обучения инженерных специальностей (1 и 4 курсы) и 68 работников промышленного предприятия г. Самары, не имеющих высшего образования и занимающих рабочие должности (контролер, комплектовщик, станочник, водитель и др.). Средний возраст испытуемых студентов составил М = 19,44 ББ = 1,53, а работающих М = 26,94 ББ = 7,53 года. Тестирование работников предприятия осуществлялось во время краткосрочных платных курсов повышения квалификации. В качестве диагностического инструментария использовались: акмеологический тест личностных ценностей АТЛЦ [15]; тест СЖО Д. А. Леонтьева; методика диагностики самосознания А. Фениг-стайна, М. Ф. Шайера и А. X. Басса, перевод и русскоязычная адаптация В. В. Знакова [11], диагностирующая когнитивную составляющую самопонимания; шкала экзистенции А. Лэнгле и К. Орглера, адаптированная И. Н. Майни-ной и А. Ю. Васановым [25]; опросник мотивации учебной деятельности О. А. Чаденковой [37].
В качестве методов статистической обработки использовались непараметрический корреляционный анализ Спирмена, Кендалла, регрессионный и дисперсионный анализы, а также критерии различий Стьюдента и Манна-Уитни в среде пакета БТАТКТГСА 10*.
Результаты исследования
На первом этапе исследования после обработки результатов акмеологи-ческого теста личностных ценностей в соответствии с вышеизложенной методикой были определены для каждого испытуемого характеристики его аксиосферы: организованность и единство. Проверка закона распределения организованности и единства как случайных величин методом хи-квадрат показала для всей выборки (197 человек), что можно принять нулевую гипотезу о соответствии расчетных показателей нормальному закону распределения при явной положительной асимметрии (р = 0,062), т. е. распределение смещено в сторону малых значений показателей.
Поскольку эмпирическая выборка состояла из различных групп студентов очной и заочной форм обучения, работающей молодежи, не обучающейся в вузах, то для исследования влияния разнородных групп на уровень организованности и единства аксиосфер испытуемых был проведен однофакторный дисперсионный анализ. В результате по критерию Фишера установлено существование значимых различий между организованностью аксиосфер студентов очной формы обучения и работающей молодежи (с первокурсниками р =
0,024, а со студентами четвертого курса р = 0,039), средние значения М и стандартные отклонения ББ которых приведены в таблице 1.
Таблица 1
Средние значения и стандартные отклонения организованности и единства аксиосфер испытуемых
Студенты 4 курса Работающие
М М
Организованность 0,0311 0,027 0,0463 0,045
Единство 0,201 0,091 0,260 0,111
Из таблицы 1 видно, что организованность аксиосферы работающей молодежи выше почти в 1,5 раза, чем у студентов четвертого курса. Если учесть, что шкала организованности дискретна (при использовании теста АТЛЦ, диагностирующего 8 ценностей личности в аксиосфере, наличие одной взаимосвязи в аксиосфере между двумя ценностями соответствует значению организованности 0,018 или 1,8%), то у студентов четвертого курса в среднем имеются 1,73 корреляционных связей, тогда как у работающей молодежи аксиосфера содержит в среднем 2,57 взаимосвязи из 57 максимально возможных. Одной из причин этого факта могут быть возрастные особенности испытуемых, однако для подтверждения этого предположения необходимо проведение специального исследования, т. к. в данном исследовании возрастной диапазон испытуемых был достаточно ограниченным.
* Лицензия на пакет ЗТДТКТІСД 10 № 11266612, СаГА, г. Самара.
Исследование различий в единстве аксиосферы испытуемых в зависимости от принадлежности к группе позволило выявить с помощью дисперсионного анализа аналогичную тенденцию, заключающуюся в минимальном уровне единства аксиосфер студентов четвертого курса и максимальном уровне у работающей молодежи. При этом среднее значение коэффициента конкорда-ции для студентов четвертого курса находится на границе статистической значимости, а у некоторых студентов переходит в зону незначимости (при р < 0,05). Полученный результат вполне объясним процессами экзистенцио-нального кризиса, переживаемого в первую очередь юношами четвертого курса, обучающимися в вузах по очной форме [19]. Хотя достоверных различий по уровню единства аксиосфер студентов первого и четвертого курсов не получено, тем не менее, тенденция такова, что общность направленности аксиосферы студента на первом курсе все-таки выше, чем у их старших товарищей, что требует дальнейшего специального исследования.
Второй этап эмпирического исследования был посвящен доказательству основной гипотезы, т. е. предположения о том, что интегральные характеристики аксиосферы как системы взаимосвязаны с основными функциями ценностей. Из всех функций ценностей [10, с. 37] наиболее просто и достаточно точно, благодаря наличию диагностических средств, можно исследовать мотивационную.
Для доказательства гипотезы воспользовались пошаговым регрессионным анализом, в котором участвовали группы переменных: независимые — характеристики аксиосферы, смысложизненные ориентации, общий показатель самосознания личности, характеристики экзистенциональной исполненности, а зависимой переменной выступали мотивы учебной деятельности. Причем в первой серии вычислительного эксперимента в качестве характеристик аксиосферы использовались интегральные показатели (организованность и единство), а во второй — совокупность из восьми ценностей. Исследования проводились на группе работающей молодежи, т. к. в ней наблюдался наибольший диапазон изменения интегральных показателей аксиосферы личности.
Рассмотрим два наиболее ярких результата полученных частных закономерностей. В первой серии получено регрессионное уравнение для волевого мотива учебной деятельности с множественным коэффициентом корреляции
0,651, т.е. коэффициентом детерминации 0,42 (р = 0,004), которое состояло из следующих предикторов (табл. 2).
Как видно из таблицы 2, все четыре независимые переменные имеют примерно равное влияние, однако уровень охвата (дисперсии) выборки различается. Наибольшей объяснительной способностью как предиктора обладает единство аксиосферы (Б = 0,187), а наименьшей — локус контроля — жизнь. Из регрессионного уравнения следует, что испытуемые, стремящиеся сами управлять своим поведением, имеют высокую и единую направленность личностных ценностей, контролируют свою жизнь, свободно принимают решения, при этом не склонны к рефлексии, что создает им проблемы, и, вполне естественно, не удовлетворены прожитой частью своей жизни.
Таблица 2
Результат регрессионного анализа (коэффициент регрессии а, уровень достоверности р и коэффициент детерминации Э) волевого мотива учебной деятельности работающей молодежи (интегральные характеристики аксиосферы)
в Ст.отклон. Р Б
Свободный член уравнения 6,07 1,96 0,004
Единство аксиосферы 0,397 0,15 0,012 0,187
Общий показатель самосознания -0,342 0,15 0,029 0,137
Локус контроля - жизнь 0,481 0,22 0,040 0,038
Результат -0,375 0,22 0,102 0,061
Во второй серии вычислительного эксперимента было получено аналогичное регрессионное уравнение с множественным коэффициентом корреляции 0,535, т. е. коэффициентом детерминации 0,29 (р = 0,022), которое состояло из предикторов, приведенных в таблице 3.
Таблица 3
Результат регрессионного анализа (коэффициент регрессии а, уровень достоверности р и коэффициент детерминации Э) волевого мотива учебной деятельности работающей молодежи (совокупность личностных ценностей)
в Ст.отклон. Р Б
Свободный член уравнения 5,274 2,01 0,014
Общий показатель самосознания -0,318 0,16 0,060 0,14
Ценность достижения -0,372 0,18 0,044 0,05
Цель 0,352 0,18 0,059 0,10
Из таблицы 3 видно, что испытуемые, стремящиеся сами управлять своим поведением, обладают целеустремленностью, но низкой ценностью достижения цели, что часто наблюдается при высоком уровне потребности в достижении цели [1], и несклонностью к рефлексии, т. е. испытуемые могут испытывать неудовлетворенность собственными возможностями, неадекватным пониманием себя.
Сравнительный анализ уравнений двух серий (таблица 2 и таблица 3) показывает, что в целом они не противоречат друг другу, хотя внутри модели вскрыта противоречивость испытуемых, но при использовании интегрального показателя аксиосферы объяснительные свойства модели оказываются выше.
Рассмотрим результат моделирования одного из ведущих мотивов учебной деятельности — мотива достижения, выполненного раздельно для женской и мужской выборок работников предприятия, т. к. на общей выборке результат регрессионного анализа оказался статистически недостоверным. В первой серии вычислительного эксперимента, в котором участвовали интегральные показатели аксиосферы, как на мужской, так и на женской выборках также были получены статистически незначимые результаты (женская выборка
р< 0,22, мужская выборка р < 0,065), поэтому в таблице 4 приведены результаты второй серии эксперимента для женщин (коэффициент множественной корреляции составил 0,77 при р < 0,044).
Таблица 4
Результат регрессионного анализа (коэффициент регрессии а, уровень достоверности р и коэффициент детерминации Э) мотива достижения в учебной деятельности работающей молодежи (женщины, совокупность личностных ценностей)
Ценности в Ст.отклон. Р Б
Свободный член ур-я 9,91 1,82 0,057
Коллективности -0,422 0,234 0,101 0,32
Духовной удовлетворенности 0,517 0,261 0,075 0,13
Креативности -0,699 0,364 0,084 0,09
Достижения 0,438 0,357 0,248 0,06
Из таблицы 4 следует, что высоким уровнем мотива достижения в учебной деятельности обладают женщины, для которых значима цель, доставляющая духовное удовлетворение, при этом они консервативны и безразлично относятся к окружающим их людям.
Для мужчин мотив достижения в учебной деятельности обусловлен большим количеством факторов ценностно-смысловой сферы личности (табл. 5), при этом коэффициент множественной корреляции близок к единице, а коэффициент детерминации 0,998 при р < 0,001.
Таблица 5
Результат регрессионного анализа (коэффициент регрессии а, уровень достоверности р и коэффициент детерминации Э) мотива достижения в учебной деятельности работающей молодежи (мужчины, совокупность личностных ценностей)
в Ст. отклон. Р Б
Свободный член уравнения 7,97 0,409 0,0003
Ценность матер. благополучия 0,459 0,062 0,0050 0,182
Ценность дух. удовлетворения -1,35 0,056 0,0002 0,363
Ценность креативности 0,369 0,065 0,0110 0,060
Ценность достижения 0,934 0,055 0,0004 0,054
Самотрансцендентность -0,189 0,082 0,1040 0,049
Локус контроля - Я -1,357 0,121 0,0010 0,029
Локус контроля - жизнь 1,126 0,076 0,0006 0,086
Результат -0,268 0,071 0,0330 0,064
Ценность традиций 0,727 0,066 0,0010 0,054
Общий показатель самосознания 0,461 0,057 0,004 0,021
Ценность процесса -0,414 0,059 0,006 0,021
Самодистанцирования -0,295 0,075 0,029 0,013
Из всех факторов, приведенных в таблице 5, следует обратить внимание на три, объясняющих 63% всей дисперсии. К ним относятся ценности материального благополучия и духовной удовлетворенности, а также управляемость жизнью (шкала «Локус контроля — жизнь» СЖО). Согласно полученной модели, высоким уровнем мотива достижения в учебной деятельности обладают мужчины, для которых значим материальный достаток, при этом могут пренеб-регаться общественное мнение и интересы. Они целеустремленны, легко принимают решения и стремятся их воплотить в жизнь. Полученный в таблице 5 результат отражает психологические особенности выборки работающей молодежи, которая добровольно повышала свою квалификацию с надеждой на изменение своего статуса на предприятии и повышение уровня заработной платы.
Таким образом, сопоставив регрессионные модели мотива достижения и волевого мотива учебной деятельности, однозначно утверждать, что интегральные характеристики аксиосферы личности сильнее связаны с мотивационной функцией ценностей, нельзя. Если роль единства аксиосферы в модели волевого мотива оказалась выше, чем совокупности ценностей, то при моделировании мотива достижения все оказалось наоборот. При этом следует отметить, что, возможно, модель мотива достижения не получилась линейной в силу закона Иеркса-Додсона [5]. Однако малочисленность эмпирической выборки не позволила проверить это предположение. Другой вероятной причиной ограничений использования интегральных характеристик аксиосферы являются недостатки в методике их определения, что требует доработки нового подхода к оценке организованности и единства аксиосферы как системы.
Выводы
1. Аксиосфера как система может быть оценена такими интегральными характеристиками, как организованность и единство.
2. Для определения организованности индивидуальной аксиосферы предложена методика, основанием которой являются положения структурного анализа А. В. Карпова.
3. Положение ценности в индивидуальной аксиосфере предлагается оценить через определение статуса ценности в системе.
4. Предложено единство аксиосферы личности определять через вычисление коэффициента конкордации Кендалла.
5. Гипотеза о взаимосвязи интегральных характеристик аксиосферы с функциями ценностей доказана частично.
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Безумова, Л. Г. Соотношение ценностей и потребностей в смысловой сфере личности студента // Вестник Самарской гуманитарной академии. Серия «Психология». — 2007. — № 2. — С. 29—36.
2. Брушлинский, А. В. Мышление и прогнозирование. — М. : Мысль, 1979. — 230 с.
3. Бубнова, С. С. Ценностные ориентации личности как многомерная нелинейная система // Психологический журнал. — 1999. — Том 20. — № 5. — С. 38—44.
4. Волкова В. Н, Денисов А. А. Основы теории систем и системного анализа. — СПб. : Изд-во СПбГПУ, 2003. — 520 с.
5. Горбатков, А. А. К столетию закона Йеркса-Додсона в психологических исследованиях // Вопросы психологии. — 2008. — № 2. — С. 109—119.
6. Гудвин, Дж. Исследование в психологии: методы и планирование. — СПб. : Питер, 2004. — 558 с.
7. Ермолаев, О. Ю. Математическая статистика для психологов. — М. : МПСИ, 2002. — 336 с.
8. Жилин, Д. М. Теория систем: Опыт построения курса. — М. : Изд-во ЛКИ, 2007. — 184 с.
9. Журавлев А. Л., Ушаков Д. В., Юревич А. В. Перспективы психологии в решении задач российского общества. Часть II. Концептуальные основания // Психологический журнал. — 2013. — Том 34. — № 2. — С. 70—86.
10. Журавлева, Н. А. Динамика ценностных ориентаций личности в российском обществе. — М. : Изд-во «Институт психологии РАН», 2006. — 335 с.
11. Знаков, В. В. Психология понимания: Проблемы и перспективы. — М.: Изд-во «Институт психологии РАН», 2005. — 448 с.
12. Каган, М. С. Философская теория ценности // Избранные труды в VII томах. Том II. — СПб. : ИД «Петрополис», 2006. — С. 327—500.
13. Капцов, А. В. Диагностика индивидуальной структуры личностных ценностей // Вестник Самарской гуманитарной академии. Серия «Психология». — 2007. — № 2. — С. 82—94.
14. Капцов, А. В. Оценка степени сформированности самоопределения молодежи // Профессиональное и личностное самоопределение молодежи в период социально-экономической стабилизации России : матер. второй Всерос. науч.-практ. конф. — Самара : Самар. гуманит. акад., 2008. — С. 152—156.
15. Капцов, А. В. Психологическая аксиометрия личности и группы. — Самара : СамЛюксПринт, 2011. — 112 с.
16. Карпов, А. В. Закономерности структурной организации рефлексивных процессов // Психологический журнал. — 2006. — Том 27. — № 6. — С. 18—28.
17. Карпов, А. В. Психология рефлексивных механизмов деятельности. — М. : Изд-во «Институт психологии РАН», 2004. — 424 с.
18. Карпова, Е. В. Ценности как мотивационные детерминанты учебной деятельности // Ярославский педагогический вестник. — 2012. — Том II. — № 1. — С. 263—269.
19. Карпушина Л. В., Капцов А. В. Психология ценностей российской молодежи. — Самара : Изд-во СНЦ РАН, 2009. — 252 с.
20. Карпушина Л. В., Капцов А. В. Структура личностных ценностей // Вестник Самарской гуманитарной академии. Серия «Психология». — 2007. — № 1. — С. 61—67.
21. Карпушина Л. В., Капцов А. В. Тест личностных ценностей: Руководство по применению. — Самара : Содружество, 2007. — 60 с
22. Клейман, М. Б. Роль традиции социальной группы в процессе формирования ценностных ориентаций личности : дис. ... канд. психол. наук. — Ярославль, 2001. — 180 с.
23. Крылов, В. Ю. Методологические и теоретические проблемы математической психологии. — М. : «Янус - К», 2000. — 376 с.
24. Купер, К. Индивидуальные различия. — М. : Аспект Пресс, 2000. — 527 с.
25. Майнина И. Н., Васанов А. Ю. Стандартизация методики «Шкала экзистенции» А. Лэнгле, К. Орглер // Психологический журнал. — 2010. — Том 31. — № 1. — С. 87—99.
26. Метакогнитивные основы конфликтной компетенции / под науч. ред. М. М. Ка-шапова. — Ярославль : ЯрГУ, 2012. — 428 с.
27. Митина О. В., Михайловская И. Б. Факторный анализ для психологов. — М. : Учебно-методический коллектор «Психология», 2001. — 169 с.
28. Молчанова, Л. Н. Рефлексия как механизм ценностно-смысловой регуляции состояния психического выгорания врачей // Известия Саратовского университета. Серия «Философия. Психология. Педагогика». — 2012. — Том 12. — Вып. 1. — С. 64—68.
29. Петренко, В. Ф. Основы психосемантики. — СПб. : Питер, 2005. — 480 с.
30. Ромашкина Г. Ф., Татарова Г. Г. Коэффициент конкордации в анализе социологических данных // Социология: 4М. — 2005. — № 20. — С. 131—158.
31. Русалов, В. М. Экспериментальные исследования внутреннего мира отдельно взятого человека // Экспериментальная психология в России: традиции и перспективы / под ред. В. А. Барабанщикова. — М. : Изд-во «Институт психологии РАН», 2010. — С. 61—65.
32. Сенин, И. Г. Опросник терминальных ценностей. — Ярославль : НПЦ «Психодиагностика» Фонд гражданской инициативы «Содействие», 1991. — 19 с
33. Смирнов, Л. М. Эмпирическое изучение базовых ценностей // Мир России. — 2002. — № 1. — С. 166—183.
34. Соотношение ценностных ориентаций и реального поведения личности в сферах труда и досуга: Программа Генерального проекта под рук. В. А. Ядова. — М.-Л., 1970. — 97 с.
35. Сопов В. Ф., Карпушина Л. В. Морфологический тест жизненных ценностей: Руководство по применению. — Самара : Изд-во СамИКП — СНЦ РАН, 2002. — 56 с.
36. Терентьев, П. В. Метод корреляционных плеяд // Вестник Ленинградского университета. — 1959. — № 9. — С. 137—142.
37. Чаденкова, О. А. Опросник мотивации учебной деятельности студентов: руководство по применению. — Самара : Самар. гуманит. акад., 2004. — 36 с.
38. Шмелев, А. Г. Психодиагностика личностных черт. — СПб. : Речь, 2002. — 480 с.
39. Шрейдер Ю. А., Шаров А. А. Системы и модели. — М. : Радио и связь, 1982. — 152 с.
40. Яницкий, М. С. Психологические факторы и механизмы развития системы ценностных ориентаций личности : дис. ... докт. психол. наук. — Новосибирск, 2000. — 302 с.
41. Ященко, Е. Ф. Структурная организация смысловой регуляции профессионального самоопределения студентов факультета журналистики как субъектов деятельности // Гуманитарный вектор. — 2013. — 31(33). — С. 162—171.
42. Rokeach, M. The nature of human values. — N.Y. : Free Press, 1973. — 341 p.
43. Schwartz S. H., Sagie G. Value consensus and importance: A cross-national study // J. Cross-Cultural Psychol. — 2000. Jul. V. 31(4). — P. 465—497.
