CC BY
95
Серия «Психология» 2017. Т. 19. С. 40-47 Онлайн-доступ к журналу: Ьйр:/Лгуезйа_р8ул8и.ги/ги/шНех.Ь1т1
И 3 В Е С Т И Я
Иркутского государственного университета
УДК 159.923.2
Особенности использования методики
«Семантический дифференциал» при изучении
*
динамики личностной идентичности
М. Ю. Кузьмин
Иркутский государственный университет, г. Иркутск
Аннотация. Анализируется проблема использования методики «Семантический дифференциал» при изучении динамики личностной идентичности у испытуемых младшего школьного, подросткового и юношеского возраста. Автор отмечает, что оценка динамики личностной идентичности при помощи выделенных В. Ф. Петренко факторов методики «Семантический дифференциал» оказывается искаженной. Делается предположение, что для оценки основных изменений динамики личностной идентичности необходимо анализировать показатели не отдельных шкал, а их связь друг с другом. На выборке испытуемых младшего школьного, подросткового и юношеского возраста при помощи методов факторного анализа и многомерного шкалирования автор предлагает модели соотношения различных шкал друг с другом. Показано, что меняется характер связей шкал методики «Семантический дифференциал» друг с другом при повторном измерении.
Ключевые слова: идентичность, кризис идентичности, младшие школьники, подростки, юношеский возраст.
Проблема развития личностной идентичности в последнее десятилетие широко изучается как в отечественной, так и в зарубежной психологии. Достаточно сказать, что личностному компоненту идентичности были посвящены 24 работы, представленные к защите на территории Российской Федерации за последние 10 лет.
При этом разнообразие исследований связано не только с выделением отдельных групп, идентичность которых изучается, или отдельных компонентов идентичности - этнического (Е. В. Беляева, Т. В. Гармаева, А. Н. Та-тарко, Н. М. Лебедева и М. А. Козлова, Н. Л. Иванова и Г. Б. Мазилова); тендерного (А. И. Коротаева, И. А. Тупицына, И. Ю. Шилов, Т. А. Ребко, Н. Л. Иванова и Е. В. Кулаева, Н. Е. Харламенкова и др.); учебного (Е. А. Борисова, А. А. Азбель, М. М. Абдуллаева) и т. п. [по 4]. Зачастую разнообразие подходов обусловлено использованием различных методик для диагностики идентичности. Так, ряд авторов (Е. Л. Солдатова, Л. Б. Шнейдер) опирается на статусную модель идентичности, разработан-
*
Исследование выполнено при поддержке Российского гуманитарного научного фонда, проект 15-36-01301.
ную Э. Эриксоном и Дж. Марсиа, создавая на их основе свои собственные методики [по 8]. В других работах понятие идентичности сближается с понятием самооценки, и для диагностики применяется методика «Семантический дифференциал» Ч. Осгуда. В частности, семантический дифференциал используют в своем исследовании Identity, grief and self-awareness after traumatic brain injury Carroll E & Coetzer R [9], а также отечественные авторы [1; 2]. Данная методика позволяет определить отношение испытуемого к самому себе, т. е. понять, как испытуемый идентифицирует самого себя.
В своих исследованиях [2; 3; 6] мы предпринимали попытку изучить динамику личностной идентичности, опираясь на методику Ч. Осгуда. Для этого мы использовали версию семантического дифференциала, состоящую из 25 шкал. Для их обработки применялся «ключ», предложенный В. Ф. Петренко [7, c. 98]. В его исследовании были выделены такие основные факторы, как «оценка», «активность», «упорядоченность», «сложность», «сила».
Вместе с тем в проведенных нами исследованиях [6] обнаружилось, что изменения в оценке себя при помощи шкал методики «Семантический дифференциал» у испытуемых достаточно незначительны даже на существенном возрастном промежутке (до 4-х лет). На основании этого можно было бы предположить, что изменения в личностной идентичности также отсутствуют. Однако это противоречит результатам, полученным при помощи других методик («Двадцать утверждений» М. Куна и Т. Макпартленда, «СЭИ-тест» Е. Л. Солдатовой и др.).
На наш взгляд, то обстоятельство, что методика «Семантический дифференциал» не позволяет обнаружить различий в динамике личностного компонента идентичности, может быть связано с особенностями ее обработки. Возможно, факторы, предложенные В. Ф. Петренко, не позволяют вполне отследить изменения в оценке испытуемыми своей идентичности при помощи отдельных шкал методики.
Отсюда целью нашего исследования стало изучение того, на какие шкалы методики «Семантический дифференциал» приходятся основные различия факторов при изучении динамики личностной идентичности.
В данном исследовании приняли участие 902 испытуемых младшего школьного, подросткового и юношеского возраста. Статистическая обработка полученных данных проводилась при помощи пакета SPSS 17.0. Так, мы использовали дисперсионный анализ для изучения влияния половозрастных особенностей на динамику отдельных факторов методики «Семантический дифференциал»; факторный анализ и многомерное шкалирование для определения того, какое место занимают отдельные шкалы относительно друг друга в том или ином возрасте, в какие факторы они входят.
На первом этапе мы проанализировали особенности динамики факторов методики «Семантический дифференциал» у младших школьников, подростков и испытуемых юношеского возраста.
Прежде всего обращает на себя внимание то обстоятельство, что в ходе дисперсионного анализа мы не обнаружили различий в динамике факторов методики «Семантический дифференциал». Равно их нет в «сцепленных»
эффектах, связанных с полом и возрастом испытуемых. Исключение составляет только «сцепленный» эффект «повтор - пол - возраст»: там обнаружены значимые сдвиги признака (след Пиллая 0,89, ^ = 3,26, р < 0,01).
Дополнительный анализ показывает, что сдвиг, сцепленный с такими переменными, как пол и возраст, присущ в итоге только факторам «упорядоченность» = 3,61, р < 0,3) и «сложность» = 8, р < 0,01). При помощи процедуры множественного сравнения удалось установить, что основные различия по факторам присущи прежде всего испытуемым младшего школьного возраста.
Однако при этом остается неясным, на какие именно шкалы, составляющие факторы методики «Семантический дифференциал», приходятся соответствующие различия. Чтобы установить это, мы проанализировали шкалы, на которые пришлись различия в их динамике.
Согласно полученным данным, значимые различия наблюдаются по «сцепленным» факторам «повтор и возраст» и «повтор - возраст - пол» (след Пиллая 0,243 и 0,282 соответственно).
При этом при повторных изменениях основная динамика приходится только на такие шкалы, как «теплый - холодный» (^ = 6,4, р < 0,01), «свой -чужой» (^ = 3,8, р < 0,05), «глупый - умный» (^ = 4,7, р < 0,05). В связи со сцепленной переменной «повтор и возраст» меняются такие шкалы, как «острый - тупой» и «любимый - ненавистный», а в связи со сцепленной переменной «повтор - возраст - пол» - «большой - маленький», «простой -сложный» (^ = 9,6, ^ = 8,1 соответственно, р < 0,01), «жизнерадостный -унылый» и «свежий - гнилой» (^ = 4,1, ^ = 5,4 соответственно, р < 0,05). При этом критерий Ливиня проверки равенства дисперсий для данных шкал остается незначимым.
Получается, что в целом и по факторам, выделенным В. Ф. Петренко, и по отдельным шкалам методики «Семантический дифференциал» можно говорить о достаточно слабой динамике и факторов, и шкал. Отсюда можно было бы сделать вывод, что личностная идентичность младших школьников, подростков и испытуемых юношеского возраста, динамику которой и призвана отразить методика «Семантический дифференциал», фактически не меняется. Это, однако, представляется маловероятным, поскольку каждый из взятых возрастов сопровождается кризисом соответствующей идентичности.
На наш взгляд, последнее обстоятельство может объясняться тем, какое место отдельные шкалы занимают относительно друг друга, в какие факторы они входят. Хотя изменение каждой из шкал может быть и незначимым, меняться может их связь с другими шкалами.
Для проверки данной гипотезы мы воспользовались двумя методами -факторным анализом и многомерным шкалированием. Факторный анализ обычно применяется для изучения взаимосвязей между значениями переменных. Однако поскольку он может предполагать достаточно высокую случайную ошибку, мы использовали также метод многомерного шкалирования, предполагающий анализ и визуализацию данных с помощью расположения точек, соответствующих изучаемым (шкалируемым) объектам, в
Известия Иркутского государственного университета 2017. Т. 19. Серия «Психология». С. 40-47
пространстве меньшей размерности, чем пространство признаков объектов. По нашему мнению, изменение положения каждой из шкал в пространстве, равно как изменения факторов, в которые они входят, позволило бы заключить, что основные изменения в динамике шкал методики «Семантический дифференциал» обусловлены не выраженностью отдельных шкал, а их связью друг с другом.
Нами был проведен факторный анализ двух срезов данных (табл. 1). Мы ограничили число извлекаемых факторов пятью, выбрав метод вращения Варимакс. В первом случае вращение сошлось за 7 итераций, во втором - за 10. В первом случае полученные факторы объясняли 48 % общей дисперсии, во втором - 50.
Как следует из таблицы, выделенные в ходе факторного анализа факторы зачастую составили различные шкалы. Так, в первый фактор (составленный преимущественно из негативных характеристик) в первом случае не вошли такие шкалы, как «легкий - тяжелый», «радостный - печальный» и «активный - пассивный». Во второй фактор, объединяющий преимущественно положительные характеристики, в первом случае вошли шкалы «глупый - умный», «жизнерадостный - унылый» (со знаком минус), «радостный - печальный» (со знаком минус). Во втором же случае они не встречаются. Дальнейшие факторы в большинстве случаев составляют различные шкалы - например, «мокрый - сухой» и «хаотичный - упорядоченный» в первом случае и «напряженный и холодный» во втором образуют пятый выделенный фактор.
Уже упомянутые выше шкалы, на которые пришлись изменения при повторных измерениях, - «теплый - холодный», «свой - чужой», «глупый -умный» и т. п. - зачастую по результатам факторного анализа оказывались в разных факторах. Например, шкала «теплый - холодный» была связана со шкалами «расслабленный - напряженный», «простой - сложный», «радостный - печальный», а осталась связанной только со шкалой «расслабленный - напряженный».
Сходную картину можно наблюдать, если применить к полученным данным модель многомерного шкалирования. При помощи процедуры многомерного шкалирования ALSCAL, выбрав в качестве меры измерения евклидово расстояние, мы построили итоговую диаграмму объектов (рис. 1). Она сошлась за 11 итераций, стресс-коэффициент оказался чрезвычайно мал - 0,11, коэффициент RSQ, характеризующий долю дисперсии в матрице различий, обусловленный данной моделью, крайне высоким - 0,977.
Таблица 1
Результаты факторного анализа первого и второго срезов шкал методики «Семантический дифференциал»
Шкалы Первый срез Второй срез
Компонента Компонента
1 2 3 4 5 1 2 3 4 5
Легкий - тяжелый 0,451
Радостный - печальный -0,448 0,433 0,553
Слабый - сильный -0,702 0,704
Плохой - хороший 0,725 0,741
Большой - маленький 0,640 -0,551
Темный - светлый 0,606 0,614
Активный - пассивный 0,525
Противный - приятный -0,432 0,610 0,675
Горячий - холодный 0,432 0,650
Хаотичный - упорядоченный 0,482 0,496 0,598
Гладкий - шершавый 0,527 0,410
Простой - сложный 0,713 0,730
Расслабленный - напряженный 0,684 0,562
Мокрый - сухой 0,664
Свой - чужой 0,578 0,567 -0,407
Мягкий - твердый 0,443 -0,402 0,466 0,410
Дорогой - дешевый 0,702 0,641
Быстрый - медленный 0,563 0,530
Злой - добрый 0,714 0,713
Жизнерадостный - унылый -0,506 0,552
Любимый - ненавистный 0,614 0,678
Свежий - гнилой 0,686 0,699
Глупый - умный -0,477 0,406 -0,495
Острый - тупой 0,564 0,498 -0,566
Чистый - грязный 0,575 0,589
Выведенная конфигурация стимулов Модель расстояния Евклида
упорядоченный
О
светлый
О маленький
О тупой
добрый ^ сухой О О дешевый ^ О
медленныио
приятный инмпый ГНИЛОЙ унылый грязный
О О холодный О о О
хороший уннь|й О ненавистны^ чужой пассивный о
• печальный
шершавый
сильный О
о ^тяжёлый
твердый
напряжен ный
О
сложный
о
<м л
а. 1> Е
А»
га О.
-1 о
Размерность 1
Рис. 1. Диаграмма объектов по результатам многомерного шкалирования 25 шкал,
1-й срез
Учитывая характер рассредоточения, можно интерпретировать данную диаграмму следующим образом. По-видимому, ось У представляет собой распределение объектов на шкалы, где верхний полюс образуют положительные качества (плохой - хороший, темный - светлый и т. п.), и те, где верхний полюс составляли отрицательные качества (легкий - тяжелый, радостный - печальный и т. п.). Ось X несколько хуже поддается интерпретации. Ее нижнюю часть формируют шкалы, описывающие, скорее, силу (легкий - тяжелый, расслабленный - напряженный, мягкий - твердый), а верхнюю часть - скорее, оценку (чистый - грязный, свежий - гнилой, дорогой -дешевый) (рис. 2).
Наоборот, при многомерном шкалировании второго среза данных обнаружилось некоторое смещение характеристик относительно прежних осей (прежде всего шкалы X). Хотя общая характеристика шкал не изменилась, однако составляющие их качества сместились друг относительно друга.
Получается, что, хотя нельзя говорить об определенной динамике как факторов, выделенных В. Ф. Петренко, так и собственно шкал методики «Семантический дифференциал», однако можно говорить об изменении характера связей этих шкал друг с другом. Это следует из результатов и факторного анализа, и многомерного шкалирования. Оказалось, что отдельные шкалы методики «Семантический дифференциал» по результатам разных
срезов оказались в разных факторах, по-разному расположены друг относительно друга в двумерном пространстве, что, по нашему мнению, и отражает изменение их связи друг относительно друга.
Рис. 2. Диаграмма объектов по результатам многомерного шкалирования 25 шкал,
2-й срез
С нашей точки зрения, изменение шкал методики «Семантический дифференциал» друг относительно друга в ходе повторного тестирования связано с тем, что они по-разному воспринимаются испытуемыми различного возраста. Можно предположить, что младшие школьники и подростки неодинаково оценивают каждую из шкал, а также по-разному воспринимают их близость или отдаленность относительно других шкал. Этим и объясняется низкий уровень объясненной общей дисперсии в случае проведенных факторных анализов (не более 50 %). Оставшиеся 50 % дисперсии как раз и составляют качественное своеобразие, присущее при восприятии отдельных шкал испытуемым каждого из взятых возрастов.
Таким образом, результаты проведенного исследования позволяют говорить о возможности изучения динамики личностной идентичности с помощью методики «Семантический дифференциал». Для этого необходимо анализировать показатели не по отдельным шкалам и факторам, а показатели связи шкал друг с другом.
Известия Иркутского государственного университета 2017. Т. 19. Серия «Психология». С. 40-47
Список литературы
1. Абдуллаева М. М. Профессиональная идентичность личности: психосемантический подход // Психол. журн. - 2004. - Т. 25, № 2. - С. 86-95.
2. Кузьмин М. Ю. Различия в Я-концепции у учащихся 3-4 класса, обучающихся по традиционной программе и по ФГОС нового поколения // Сиб. пед. журн. - 2014. - № 3. - С. 175-179.
3. Кузьмин М. Ю. Сравнение идентичности младших школьников, подростков и лиц юношеского возраста // Сиб. психол. журн. - 2015. - № 58. - С. 61-75.
4. Кузьмин М. Ю. Кризис идентичности и его связь с жизнестойкостью у студентов : дис. ... канд. психол. наук/ М. Ю. Кузьмин. - СПб., 2012. - 190 с.
5. Кузьмин М. Ю. Кризис идентичности у студентов и его связь с жизнестойкостью : автореф. дис. ... канд. психол. наук/ М. Ю. Кузьмин. - СПб, 2012. - 32 с.
6. Кузьмин М. Ю. Динамика идентичности в подростковом возрасте // Изв. Иркут. гос. ун-та. Сер. Психология. - 2015. - № 13. - С. 25-35.
7. Петренко В. Ф. Основы психосемантики / В. Ф. Петренко. - СПб. : Питер, 2005. - 480 с.
8. Микляееа А. В. Социальная идентичность личности: содержание, структура, механизмы формирования : монография / А. В. Микляева, П. В. Румянцева. - СПб. : Изд-во РГПУ им. А. И. Герцена, 2008. - 118 с.
9. Carroll E. Identity, grief and self-awareness after traumatic brain injury / E. Carroll, R. Coetzer // Neuropsychological Rehabilitation. - 2011. - N 21(3). - P. 289-305.
Some Peculiarities of the Use of the "Semantic Differential" Method when Studying Personality Identity Dynamics
M. Y. Kuzmin
Irkutsk State University, Irkutsk
Abstract. The use of the «semantic differential» method when studying personality identity dynamics of primary school-aged children, and adolescents is analyzed. The author points out that assessment of personality identity dynamics with the help of factors of the «semantic differential» method offered by V. F. Petrenko proves to be distorted. It is assumed that to assess basic changes of personality identity dynamics it is necessary to analyze the correlation of scales' factors rather than factors of a certain scale individually. Analyzing the sample of the subjects of primary school and adolescence age with the help of the factor analysis and multidimensional methods, the author offers different models of scales correlation. The subsequent measurements show change in scales correlation.
Keywords: identity, identity crisis, primary school children, adolescents, adolescence age.
Кузьмин Михаил Юрьевич Kuzmin Mikhail Yur 'evich
кандидат психологических наук, доцент Candidate of Sciences (Psychology), Иркутский государственный университет Associate Professor 664003, г. Иркутск, К. Маркса, 1 Irkutsk State University
e-mail: [email protected] 1, K. Marx st., Irkutsk, 664003
e-mail: [email protected]
