CC BY
40
Сибирский психологический журнал.
2023. № 87. С. 68-85. DOI: 10.17223/17267080/87/4
УДК 159.99
ОСОБЕННОСТИ ИЗМЕРЕНИЯ ПРЕДРАСПОЛОЖЕННОСТИ К СКУКЕ: ПСИХОМЕТРИЧЕСКИЕ СВОЙСТВА РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ ОПРОСНИКА BPS1
Е.А. Дорошева1' 2, А.М. Голубев1
1 Новосибирский государственный университет, Россия, 630090, Новосибирск, ул. Пирогова, д. 1
2Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины, Россия, 630117, Новосибирск, ул. Тимакова, д. 4
Резюме
Актуальность и объект исследования. Склонность скучать как личностное свойство активно исследуется в силу своей связи с рядом нарушений аффективной сферы, снижением благополучия и мотивации. Однако подходы к содержательному определению конструкта «склонность к скуке» существенно различаются. Разработка психометрических инструментов для его измерения тесно связана с пониманием его как одномерного или многомерного, включающего разный набор составляющих. В данной работе описана проблематика определения психологического конструкта «склонность к скуке» и проведена проверка психометрических свойств русскоязычной версии шкалы склонности к скуке в контексте рассмотрения ее одномерности / многомерности. Методы и материалы исследования. Выборка исследования составила 476 человек в возрасте от 18 до 40 лет (средний возраст - 24,65), среди них 120 мужчин и 356 женщин. Использовалась русскоязычная версия шкалы склонности к скуке (Boredom Proneness Scale), для проверки конвергентной валидности применялись шкала внимательности и осознанности, пятифакторный опросник осознанности, Оксфордский опросник счастья, сокращенная версия опросника «Маркеры факторов "Большой пятерки"», шкала академической мотивации (для студенческой выборки).
Результаты. Анализ факторной структуры опросника не дает однозначного ответа на вопрос о многоаспектности измерения склонности к скуке и, скорее всего, свидетельствует об одномерности предлагаемого конструкта. Шкала характеризуется высокими внутренней согласованностью (альфа Кронбаха = 0,85) и ретестовой надежностью с интервалом тестирования в один месяц (г = 0,80). Показаны обратные корреляционные связи склонности скучать с показателями внутренней учебной мотивации студентов вуза, с уровнем осознанности, экстраверсией, открытостью новому опыту и самоконтролем; прямые - с нейротизмом, экстернальной учебной мотивацией и амотиваци-ей студентов. Валидность методики подтверждается выявленными взаимосвязями с другими конструктами В целом можно сделать вывод о достаточно хороших психометрических свойствах предлагаемой версии опросника BPS.
Ключевые слова: склонность ко скуке; состояние скуки; шкала BPS; факторная структура; надежность опросника; многомерность опросника; академическая мотивация; субъективное благополучие; осознанность
1 Результаты получены в ходе выполнения госзадания НИИНМ, регистрационный но-
мер ЦИТиС: 122042700001-9.
Введение
Феномен скуки как состояния и склонности скучать как личностного свойства все чаще находится в фокусе современных психологических исследований. В то же время само определение скуки остается противоречивым (Eastwood, Frischen, Fenske, Smilek, 2012). Скука достаточно единодушно описывается с феноменологической точки зрения, различия связаны, прежде всего, с контекстуальными и объясняющими факторами (Malkov-sky, Merrifield, Goldberg, Danckert, 2012).
В рамках психодинамического подхода скука рассматривалась как неприятное переживание, связанное с неудовлетворенными потребностями в психической стимуляции. Экзистенциальные подходы связывали скуку с отсутствием осмысленности жизни, ведущим к бездействию. В когнитивном подходе возникновение скуки связывают с тем, что человек интерпретирует окружающую среду как недостаточно интересную и недостаточно способен концентрировать внимание. С психофизиологической точки зрения скука рассматривается как результат несоответствия между необходимостью возбуждения нервной системы и уровнем стимуляции, обеспечиваемым окружающей средой (Eastwood et al., 2012).
Попытка сформулировать интегральное определение скуки сделана W.M. Mikulas и S.J. Vodanovich (1993), предложившими рассматривать ее как состояние относительно низкого возбуждения и неудовлетворенности, что объясняется недостаточно стимулирующей ситуацией.
J.D. Eastwood, A. Frischen, M.J. Fenske и D. Smilek (2012) определяют скуку как отрицательное состояние, при котором присутствует желание, но нет возможности заниматься удовлетворяющей деятельностью. С точки зрения функционального подхода к определению скуки ее переживание адаптивно и служит индикатором того, что деятельность должна быть переориентирована с текущей цели на актуальную для человека (Elpidorou, 2018).
Во многих исследованиях описываются корреляты скуки, которые используются и для ее диагностики, однако их выделение связано с рядом вопросов. Всегда ли они присутствуют в состоянии скуки? Относятся ли они к единому конструкту скуки или маркируют разные типы скуки?
Исследования скуки как дисбаланса потребности в возбуждении ЦНС и его текущего уровня описывает скуку в качестве коррелята как сниженного, так и повышенного возбуждения. Сообщается, что недостаточность возбуждения чаще описывается по самоотчетам, тогда как его чрезмерность - чаще по данным измерения вегетативных показателей (Raffaelli, Mills, Christoff, 2018). Есть данные о скуке как о результате решения слишком простых задач, когда стимуляция недостаточна, или слишком сложных, что приводит к чрезмерной стимуляции (Eastwood et al., 2012). Аналогично состояние потока, которое определяется как противоположность скуки, требует оптимальных по сложности задач (Csikszentmihalyi, 1990). T. Goetz и соавт. (2014) предполагают, основываясь на круговой модели аффекта J.A. Russell, что скука, возникающая в результате чрезмерной
и недостаточной стимуляции, относится к качественно иным подтипам. В данной модели выделяется до пяти типов скуки, дифференцированных по валентности переживаемых эмоций и степени возбуждения. А. Elpidorou (2021) возражает против использования уровня возбуждения как дифференциальной характеристики скуки, аргументируя свою точку зрения тем, что он может динамически меняться на разных стадиях скучной деятельности. Также он отмечает неспецифичность снижения или увеличения возбуждения при разных эмоциональных состояниях, отмечаемую во многих психофизиологических исследованиях. С этой точки зрения снижение или усиление возбуждения может указывать на смешение скуки с другими эмоциями, которые нельзя выделить лишь по этому признаку.
J.D. Eastwood и соавт. (2012) полагают, что рассмотрение дисбаланса возбуждения как ключевой причины скуки является упрощенным подходом. Они отмечают связь склонности скучать с алекситимией и снижением внимания к своим мыслям и чувствам, что, с их точки зрения, отражает ведущую роль затрудненного контакта со своими актуальными потребностями в снижении возможности их удовлетворения, ведущем к скуке. Действительно, помимо теоретических соображений о связи скуки и низкой осмысленности деятельности, в ряде исследований эмпирически показана связь переживания скуки со снижением осмысленности жизни (Moynihan, Igou, van Tilburg, 2021; van Tilburg, Igou, Panjwani, 2022) и поисками внешних смыслов при низкой осознанности внутренних (Moynihan et al., 2021).
Мысленные отвлечения от текущей деятельности и снижение внимания также рассматриваются как корреляты скуки (Danckert, Merrifield, 2018). В модели скуки как нарушения внимания, предложенной J.D. Eastwood и соавт. (2012), его дефицит рассматривается как ключевая причина невозможности: (1) удовлетворительно сконцентрироваться на внутренней (например, мысли или чувства) или внешней (средовые стимулы) информации, (2) организовать удовлетворяющую деятельность и (3) понять истинную причину скуки (она обосновывается влиянием среды). Так, экспериментально показано, что внешние факторы, ведущие к снижению внимания, усиливают переживание скуки. Например, в одном из экспериментов с внешними помехами при выполнении задачи участники, подвергающиеся их воздействию, рассматривали задачу как более скучную и менее приятную (Csikszentmihalyi, 1990). Однако не исключено, что «уплывание мыслей» является результатом уже возникшей скуки, поиска новых целей в большей степени, чем причиной оценки задач как скучных (Wallace, Vo-danovich, Restino, 2003). Монотония требует вовлечения больших ресурсов внимания, что может приводить к вторичному возникновению его недостаточности, легко обнаруживаемой методами физиологических измерений (Danckert, Merrifield, 2018).
Подходы, рассматривающие скуку как дефицит внимания и как дефицит смыслов, интегрируются в предложенной E.C. Westgate и T.D. Wilson (2018) модели Meaning and Attentional Components (MAC), согласно которой ску-
ка является результатом компонента внимания, а именно несоответствия между когнитивными требованиями и доступными психическими ресурсами, и компонента значения, а именно несоответствия между деятельностью и значимыми целями (либо вообще их отсутствием). Авторы предполагают, что эти компоненты являются независимыми и существует три типа (профиля) скуки: связанный с недостаточностью внимания, связанный с недостаточностью осмысленности и смешанный. А. Elpidorou (2021), анализируя предлагаемую модель, высказывает соображения о том, что разные причины могут вызывать единый тип скуки, и их дифференциация важна в меньшей степени, чем результат, который в любом случае направлен на изменение неудовлетворительной ситуации.
Состояние контакта с настоящим моментом, описываемое в современной литературе как осознанность (mindfulness), рассматривается как обратное состоянию скуки (LePera, 2011). Экспериментально вызванная скука приводила к текущему снижению уровня осознанности (Lomas, 2016). В то же время корреляция скуки и осознанности, по всей видимости, также связана с индивидуальными способностями к смыслообразованию. Отмечается разнообразие реакций в долгосрочной скучной ситуации, связанное, по всем видимости, со способностью придать ей новый смысл, что усиливает осознанность (Waterschoot, Van der Kaap-Deeder, Morbee, Soenens, Vansteenkiste, 2021). Уровень осознанности опосредует связь между скукой и негативными аффектами, такими как тревога, депрессия и др. , - эта связь наблюдается при низкой осознанности, но исчезает для ее среднего и высокого уровней (Lee, Zelman, 2019; Yang, Fan, Liu, Lian, 2021).
Одним из коррелятов скуки выступает переживание замедлившегося, тянущегося времени. В ряде исследований скука была связана с переоценкой прошедшего времени (Eastwood et al., 2012; Westgate, Wilson, 2018). Респонденты, которые демонстрировали высокие показатели скуки, с большей вероятностью переоценивали потраченное на выполнение задачи время, в то время как участники исследования с низкой склонностью к скуке чаще недооценивали эту продолжительность (London, Monello, 1974). И наоборот, когда испытуемым показывали, что они потратили на задачу больше времени, чем они оценили, они сообщали о более высоком уровне скуки (Danckert, Allman, 2005). Данная связь объясняется разными механизмами. Некоторые авторы предполагают, что восприятие времени может быть важным для поддержания мотивации для выполнения задачи и получения опыта удовольствия (Raffaelli, Mills, Christoff, 2018). В качестве альтернативы D. Zakay (2014) предполагает, что субъективное время увеличивается из-за задержки сигнала обратной связи при оценке результатов действия в исполнительной системе, когда актуальные цели не реализуются. Искаженное восприятие времени также связывают с изменениями в физиологическом возбуждении, связанном со скукой (Raffaelli et al., 2018), однако эта интерпретация также не до конца ясна: колебания возбуждения оказываются разнонаправлены, тогда как восприятие времени меняется в сторону его замедления.
Способность к контролю своей деятельности и ощущение себя контролирующим ее также рассматривается как негативный коррелят скуки (van Hooft, van Hooff, 2018). J.D. Eastwood и соавт. (2012) рассматривают зависимость как неотъемлемую часть опыта скуки. Участие в деятельности по собственному выбору, по-видимому, снижает оценку времени, потраченного на решение задачи, а возрастание автономии при выполнении скучной задачи, по некоторым данным, уменьшало чувство скуки (Steinberger, Moeller, Schroeter, 2016) При низкой автономии задачи скука была в большей степени связана с ощущением фрустрации (высокое возбуждение), чем при высокой. Напротив, при высокой автономии задач скука была более связана с депрессией (низкое возбуждение), чем при низкой (Stein-berger et al., 2016). Эффекты взаимодействия факторов позволили авторам предположить неоднородность состояний скуки. В то же время в исследовании, проведенном D. Danckert и К. Merrifield (2018) та же задача (чтение скучной истории) привела как к повышению, так и к снижению возбуждения, даже несмотря на то, что воспринимаемая автономность этой задачи осталась той же. В других исследованиях отмечается связь склонности скуке как диспозициональной характеристики со сниженной способностью инициировать деятельность и вовлекаться в ее поддержание (Danckert, 2019).
Частая ассоциация скуки с другими негативными эмоциональными состояниями, такими как тревога, депрессия, гнев (Chin, Markey, Bhargava, Kassam, Loewenstein, 2017), и редко - с положительными (Csikszentmihalyi, 1990), также рассматривалась как возможное подтверждение существование разных типов скуки. Однако ассоциации такого рода могут объясняться смешанными эмоциональными состояниями, не имеющими отношения к характеру самой скуки (Elpidorou, 2021).
Проблематика размерности конструкта скуки отражается и в особенностях использования диагностических инструментов для ее измерения. Адаптированный на русскоязычной выборке пятифакторный опросник состояния скуки хотя и имеет подтвержденную факторную структуру, однако демонстрирует тесные связи между входящими в него факторами (Голубев, Дорошева, Одновал, 2018). Широко используемая в зарубежных исследованиях шкала склонности к скуке (Boredom Proneness Scale, BPS), разработанная R. Farmer и N.D. Sundberg (1986) для измерения склонности скучать как черты личности, предлагалась для оценки одномерного конструкта, однако практически сразу стала рассматриваться как предположительно многофакторная. Уже первые факторные аналитические исследования BPS показали, что данный опросник содержит два (Ahmed, 1990; Gana, Akremi, 1998), пять (Vodanovich, Kass, 1990) и даже восемь факторов (Vo-danovich, Watt, Piotrowski, 1997). Впоследствии результаты эксплораторно-го факторного анализа были признаны несогласованными между собой (Melton, Schulenberg, 2009). Необходимо отметить, что результаты разных исследований трудно сопоставимы, поскольку использовались разные варианты опросника и разные способы анализа. Наиболее принятой версией осталось существование двух факторов: внутренней стимуляции и внеш-
ней стимуляции (Vodanovich, 2003; Struk, Carriere, Cheyne, Danckert, 2017). Эти факторы интерпретировались как два вида скуки: апатической (неспособность человека самостоятельно испытывать интерес) и связанной с возбуждением (неспособность человека взаимодействовать с окружающей средой интересным или полноценным образом). Этот результат был также подтвержден конфирматорным факторным анализом опросника (Voda-novich, Wallace, Kass, 2005), выявившим два соответствующих фактора, каждый из которых включал по шесть пунктов. На основе этой работы была предложена укороченная версия BPS (BPS-SF).
Однако последующие факторные анализы не подтвердили предполагаемый многомерный характер BPS. Показано, что на результаты факторного анализа влияли пол, возраст респондентов и другие особенности выборок, особенности формулировки пунктов, а также способ факторизации данных (Vodanovich, 2003). Вновь были высказаны соображения о том, что предложенная шкала является одномерным конструктом.
Учитывая важность диагностики склонности скучать как возможного трансдиагностического фактора аффективных нарушений, прогностической значимости этого свойства личности для осуществления учебной и профессиональной деятельности, значимости изучения скуки в ряду других отрицательных эмоций представляются целесообразными дальнейшее исследование и адаптация соответствующих психодиагностических методик. Исходя из этого, мы провели адаптацию русскоязычной версии опросника BPS, включая проверку ее факторной структуры и сравнение полученных результатов с данными исследований зарубежных авторов, а также изучение взаимосвязи показателей диспозициональной скуки с теоретически связанными с ней конструктами - мотивацией, благополучием, осознанностью, текущими состояниями скуки. Мы предположили, что скука как черта личности для студентов вуза имеет обратные связи с внутренней учебной мотивацией и прямые - с внешней мотивацией и амотивацией. На основе предшествующих литературных данных ожидалась обратная связь склонности к скуке с субъективным благополучием, открытостью новому опыту и диспозициональной осознанностью, предполагающей вовлеченное пребывание в настоящем моменте, внимание и интерес к происходящему «здесь и сейчас». Также ожидалось, что большая склонность скучать проявится в более частом описании наличествующего состояния как состояния скуки.
Методы исследования
Оригинальная версия опросника Boredom Proneness Scale включает 28 пунктов с дихотомическими вариантами ответов по типу «Верно-неверно», обладает удовлетворительными психометрическими свойствами: внутренняя согласованность 0,79, ретестовая надежность 0,83 (однонедельный интервал), валидность подтверждается корреляциями с другими мерами скуки, а также связями с интересом и вниманием, отсутствием мотивации,
автономией, депрессивными состояниями, субъективным одиночеством и т.д. В исследованиях опросник чаще используется в модифицированном варианте, где вместо дихотомической шкалы используется 7-балльная шкала Ликкерта.
Для создания русскоязычной версии опросника BPS использовался прямой и обратный перевод с последующей коррекцией вопросов, чтобы их формулировки соответствовали привычному разговорному стилю. Пункты опросника приведены в табл. 1 (см. разд. «Результаты и их обсуж-ление»). В опросном листе испытуемым предлагалось оценить степень согласия с каждым утверждением по 7-балльной шкале от «совершенно не согласен» до «совершенно согласен». Показатель склонности к скуке рассчитывался суммированием баллов по каждому пункту, ответам присваивался балл в соответствии со шкалой от 1 до 7 в случае прямых вопросов (пункты 2, 3, 4, 5, 6, 9, 10, 12, 14, 16, 17, 19, 20, 21, 25, 26, 27, 28) и от 7 до 1 в случае обратных (пункты 1, 7, 8, 11, 13, 15, 18, 22, 23, 24).
Для проверки конвергентной валидности опросника использовали следующие методики: шкала академической мотивации, разработанная Т.О. Горде-евой, О.А. Сычевым и Е.Н. Осиным (2014) (для подвыборки студентов НГУ); многофакторный опросник состояния скуки, разработанный S.A. Fahlman, K.B. Mercer-Lynn, D.B. Flora, J.D. Eastwood, в адаптации А.М. Голубева, Е.А. Дорошевой и И.А. Одновал (2018); опросник внимательности и осознанности, разработанный K.W. Brown и R.M. Ryan в адаптации А.М. Голубева (2012); пятифакторный опросник осознанности, разработанный R.A. Baer, G.T. Smith, J. Hopkins, J. Krietemeyer, L. Toney, в адаптации А.М. Голубева и Е.А. Дорошевой (2018); Оксфордский опросник счастья, разработанный P. Hills и M. Argyle, в адаптации А.М. Голубева и Е.А. Дорошевой (2017); сокращенная версия опросника «Маркеры факторов "Большой пятерки"» в адаптации Г.Г. Князева, Л.Г. Митрофановой и В.А. Бочарова (2010). Шкала академической мотивации позволяет оценить семь качественно разных типов учебных мотивов, характерных для учащихся (студентов): три типа внутренних, три типа внешних мотивов и амотива-цию. Два опросника осознанности измеряют компоненты осознанного поведения, предполагающего вовлеченность в происходящие события и собственную деятельность. Оксфордский опросник счастья направлен на измерение ощущения субъективного благополучия с точки зрения аффективных и когнитивных оценок. В сокращенной версии опросника пятифак-торной модели личности рассматривалась шкала «Открытость новому опыту», отражающая готовность воспринимать новое, широкий круг интересов, оригинальность, готовность к риску.
Выборка исследования
В исследовании суммарно принимали участие 476 человек в возрасте от 18 до 40 лет (средний возраст - 24,65), среди них 120 мужчин и 356 женщин. Все участники исследования заполняли опросники склонности к ску-
ке (BPS) и состояния скуки. Кроме этого некоторым респондентам предлагались и другие методики: Шкалу академической мотивации заполняли 76 студентов Новосибирского государственного университета, шкалу внимательности и осознанности, пятифакторный опросник осознанности, Оксфордский опросник счастья - 169 респондентов; сокращенную версию опросника «Маркеры факторов "Большой пятерки"» - 116 респондентов.
Результаты и их обсуждение
Надежность русскоязычного варианта опросника
Для оценки внутренней согласованности, попарных корреляций и IT-корреляций все пункты опросника были приведены в единый формат (обратные вопросы были инвертированы). Показатель внутренней согласованности а-Кронбаха для русскоязычного варианта опросника BPS составил 0,85, что соответствует достаточно высокому уровню надежности. Попарные корреляции между пунктами имели значения в диапазоне от -0,29 до 0,66; среднее значение корреляций - 0,17. Максимальное значение корреляции, равное 0,66, свидетельствует об отсутствии семантической избыточности, а единственная отрицательная корреляция обусловлена связью пунктов 18 и 20. Мы также рассчитали исправленные (с вычетом самого пункта из суммарного балла) IT-корреляции между каждым пунктом методики и суммарным значением по шкале (табл. 1). Согласно данным, большинство пунктов опросника вносят достаточный вклад в суммарный результат, поскольку значения IT-корреляций превышало 0,3. Четыре пункта опросника имели значения IT-корреляции меньше 0,2, а наиболее проблематичным оказался вопрос 20. Однако следует отметить, что исключение этих пунктов из опросника существенно не увеличивает общий показатель внутренней согласованности.
Ретестовая надежность шкалы оценивалась на основании коэффициента линейной корреляции Пирсона, рассчитанного между двумя опросами с интервалом в 1 месяц на выборке из 30 человек. Полученный результат (г = 0,8; p < 0,001) свидетельствует о высокой стабильности тестового балла для данного временного интервала. Значимых различий между результатами первого и повторного исследования не выявлено (t = -0,069; p = 0,945).
Мы также рассчитали корреляции между первым и повторным тестированием для каждого пункта (см. табл. 1). Пункты показали разную степень устойчивости ответов. Наиболее стабильными (> 0,6) были ответы на вопросы 5, 7, 8, 10, 12, 13, 14, 17, 18, 19, 22, 23, 26. Наименьшая устойчивость наблюдалась для пунктов 3 («Мне всегда кажется, что время идет медленно») и 27 («Кажется, что по телевизору и в кино показывают одно и то же»).
Среднее значение показателя склонности к скуке по выборке составляет 97,5, стандартное отклонение 20,4. Первый квартиль равен 83, третий квартиль - 111, медиана - 97.
Таблица 1
Анализ пунктов опросника BPS
Пункт опросника *испр. ГГ ГК 1 Т-РеТ
1. Мне легко концентрироваться на том, что я делаю 0,53 -0,64 0,47
2. Часто во время работы я замечаю, что беспокоюсь о чем-то другом 0,46 0,55 0,45
3. Мне всегда кажется, что время идет медленно 0,34 0,40 0,24
4. Я часто чувствую себя потерянным и не знаю, что делать дальше 0,65 0,73 0,51
5. Я часто попадаю в ситуации, в которых мне приходится делать бессмысленные вещи 0,54 0,60 0,67
6. Мне очень скучно, когда приходится смотреть чьи-то семейные видеозаписи или фотографии из поездок 0,25 0,29 0,55
7. В моей голове всегда полно проектов и дел 0,31 -0,40 0,79
8. Мне легко занять себя чем-либо 0,51 -0,59 0,79
9. Многое из того, что мне приходится делать, повторяющееся и однообразное 0,43 0,51 0,47
10. Чтобы я занялся делом, мне требуется более сильный стимул, чем большинству других людей 0,58 0,67 0,63
11. Я получаю большое удовольствие от большинства своих занятий 0,55 -0,63 0,46
12. Меня редко увлекает моя работа 0,60 0,68 0,61
13. В любой ситуации я обычно могу найти, чем заняться или что посмотреть, чтобы было интересно 0,55 -0,63 0,67
14. Большую часть времени я просто сижу без дела 0,54 0,63 0,59
15. Я умею терпеливо ждать 0,23 -0,25 0,44
16. Я часто обнаруживаю, что у меня выдалось свободное время и мне нечем заняться 0,42 0,49 0,44
17. В ситуациях, когда я вынужден ждать, например, в очереди, я становлюсь очень беспокойным 0,30 0,32 0,72
18. Я часто просыпаюсь с новой идеей 0,32 -0,41 0,61
19. Мне было бы очень сложно найти достаточно увлекательную работу 0,55 0,64 0,62
20. Мне бы хотелось, чтобы в жизни было больше сложных задач -0,08 -0,12 0,57
21. Я чувствую, что большую часть времени выполняю работу, которая ниже моих способностей 0,32 0,34 0,55
22. Многие люди охарактеризовали бы меня, как творческого человека с богатым воображением 0,19 -0,24 0,78
23. У меня так много интересов, что на все не хватает времени 0,18 -0,24 0,80
24. Из всех моих друзей я один способен дольше всего заниматься каким-либо делом 0,16 -0,20 0,50
25. Если я не занимаюсь чем-то захватывающим или даже опасным, я чувствую себя полуживым и вялым 0,24 0,24 0,52
26. Требуются постоянные перемены и разнообразие, чтобы я чувствовал себя по-настоящему счастливым 0,30 0,31 0,73
27. Кажется, что по телевизору и в кино показывают одно и то же; это начинает надоедать 0,33 0,35 0,21
28. В молодости я часто оказывался в ситуациях, которые были однообразны и утомительны 0,45 0,52 0,42
Примечание. *испр. 1Т - исправленная корреляция между пунктом и итоговым баллом по опроснику, ГК1 - первая главная компонента (метод главных компонент), T-ReT -тест-ретестовая корреляция пунктов.
Факторный анализ пунктов опросника
Используя метод главных компонент на данных нашей выборки было выделено 7 факторов по критерию собственных значений (> 1). Семифак-торное решение объясняло 55% дисперсии. На графическом отображении собственных значений «каменистая осыпь» (рис. 1, б) явно выделяется первая компонента (с собственным значением 6,53), после которой происходит резкий спад (собственное значение второй компоненты 2,72) и менее выраженная вторая осыпь (собственное значение третьей компоненты 1,58). На основе «каменистой осыпи» можно говорить, скорее всего, о наличие 3-4 факторов, при этом на долю первого фактора приходится существенная часть дисперсии всех ответов. S.J. Vodanovich и S.J. Kass (1990) в одном из своих ранних исследований получили пятифакторное решение (также использовался метод главных компонент, вращение варимакс). На рис. 1, а изображена «каменистая осыпь» из этого исследования. Компоненты получили названия: внешняя стимуляция, внутренняя стимуляция, аффективные ответы, восприятие времени, ограничение. Сравнивая результаты, мы не смогли установить однозначного соответствия между факторными решениями. Единственный фактор, который точно воспроизводился, -«Ограничение» (Constraint), состоящий всего из двух вопросов.
а б Пункты опросника
Рис. 1. Метод главных компонент. График собственных значений «каменистая осыпь». а - данные из исследования С. Воданович и С. Касс (1990), б - данные текущего исследования
Несмотря на то, что на результаты факторизации мог повлиять перевод опросника, проблема неоднозначности факторных решений, как уже указывалось выше, встречалась и в англоязычных исследованиях. В литерату-
ре постепенно стал возникать консенсус, который утверждал, что опросник BPS имеет как минимум два фактора: внутренний фактор и внешний фактор (Struk et al, 2017). Считалось, что внутренний фактор отражает неспособность человека к внутреннему инициированию интереса (апатичная скука). Внешний фактор считался отражением неспособности человека взаимодействовать с окружающей средой полноценным образом (возбужденная скука).
Исходя из предположения о двух типов скуки S.J. Vodanovich, J.C. Wallace и S.J. Kass (2005) разработали сокращенную версию опросника BPS-SF, содержащую 12 пунктов, по 6 из каждого фактора. Мы проанализировали воспроизводимость двухфакторной структуры для этих 12 пунктов опросника, применив метод наименьших квадратов и ортогональное вращение варимакс (табл. 2). И действительно, 6 пунктов (6, 9, 19, 25, 27, 28) отчетливо формировали один фактор (внешняя стимуляция) и 5 пунктов (1, 8, 11, 13, 22), за исключением пункта 24, - второй фактор (внутренняя стимуляция). Коэффициент а-Кронбаха для этих факторов был умеренным и составил 0,62 и 0,69 соответственно.
Таблица 2
Двухфакторная структура для выборки из 12 пунктов опросника BPS (обобщенный метод наименьших квадратов, вращение варимакс)
Пункты опросника BPS № F1 F2
Мне легко концентрироваться на том, что я делаю 1R 0,43 -0,37
Мне легко занять себя чем-либо 8R 0,80 -0,12
Я получаю большое удовольствие от большинства своих занятий 11R 0,45 -0,43
В любой ситуации я обычно могу найти, чем заняться или что посмотреть, чтобы было интересно 13R 0,78 -0,14
Многие люди охарактеризовали бы меня, как творческого человека с богатым воображением 22R 0,32 -0,01
Из всех моих друзей я один способен дольше всего заниматься каким-либо делом 24R 0,17 -0,09
Мне очень скучно, когда приходится смотреть чьи-то семейные видеозаписи или фотографии из поездок 6 0,01 0,41
Многое из того, что мне приходится делать, повторяющееся и однообразное 9 -0,12 0,50
Мне было бы очень сложно найти достаточно увлекательную работу 19 -0,27 0,60
Если я не занимаюсь чем-то захватывающим или даже опасным, я чувствую себя полуживым и вялым 25 0,01 0,26
Кажется, что по телевизору и в кино показывают одно и то же; это начинает надоедать 27 -0,04 0,45
В молодости я часто оказывался в ситуациях, которые были однообразны и утомительны 28 -0,29 0,46
Следует отметить, что двухфакторная структура опросника скуки также подвергалась критике. В частности, A.A. Struk, J.S.A. Carriere, J.A. Cheyne и J. Danckert (2017) утверждали, что двухфакторная структура шкалы является артефактом формулировки пунктов. Шкала внутренней стимуляции состоит исключительно из пунктов с обратной формулировкой, а шкала
внешней стимуляции - с прямой. Эти исследователи, изменив обратную формулировку вопросов на прямую, показали несостоятельность двухфак-торной модели и пришли к выводу, что рассматривать скуку как многомерную меру следует с осторожностью.
При сравнении корреляционных связей двух факторов с другими психологическими конструктами можно заметить, что они повторяются, но с разными знаками по подавляющему большинству связей (табл. 3). Такое дублирование корреляций наталкивает на мысль об отсутствии, скорее всего, специфичности факторов (они выступают в основном как противоположности).
Таблица 3
Корреляции между шкалой скуки, факторами внешней и внутренней стимуляция и другими психологическими конструктами
Шкалы опросников Объем выборки Шкала BPS Шкала внутренней Шкала внешней
стимуляции стимуляции
Многофакторный опросник состояния скуки
Невовлеченность 476 0,43** -0,27** 0,38**
Раздражительность 476 0,53** -0,33** 0,41**
Подавленность 476 0,67** -0,48** 0,52**
Невнимательность 476 0,64** -0,48** 0,43**
Замедление времени 476 0,34** -0,20** 0,26**
Шкала академической мотивации
Познавательная мотивация 76 -0,33** 0,30** -0,28**
Мотивация достижения 76 -0,46** 0,47** -0,40**
Мотивация саморазвития 76 -0,36** 0,44** -0,19
Мотивация самоуважения 76 -0,03 0,10 0,07
Интроецированная мотивация 76 -0,04 0,10 0,06
Экстернальная мотивация 76 0,29* -0,09 0,39**
Амотивация 76 0,53** -0,48** 0,38**
Шкала внимательности и осознанности
Внимательность и осознанность 169 -0,51** 0,38** -0,38**
Пятифакторный опросник осознанности
Наблюдение 169 -0,05 0,17* 0,04
Описание 169 -0,45** 0,42** -0,32**
Осознанная активность 169 -0,60** 0,48** -0,41**
Безоценочность 169 -0,50** 0,33** -0,38**
Отсутствие реакции 169 -0,38** 0,34** -0,22**
Оксфордский опросник счастья
Субъективное благополучие 169 -0,61** 0,57** -0,45**
Сокращенная версия опросника «Маркеры факторов "Большой пятерки"»
Экстраверсия 116 -0,23* 0,32** -0,22*
Доброжелательность 116 -0,13 0,19* -0,04
Нейротизм 116 0,41** 0,25** -0,29**
Открытость опыту 116 -0,19* 0,31** 0,00
Самоконтроль 116 -0,38** 0,30** -0,26**
Примечание. * р < 0,05; ** р < 0,01.
Небольшие расхождения наблюдаются со шкалой мотивации саморазвития (r = 0,44 для внутреннего фактора и отсутствие значимой связи для внешнего), экстернальной мотивацией (отсутствие для внутреннего фактора и r = 0,39, р < 0,01 для внешнего) и открытостью к новому опыту из большой пятерки личностных черт (r = 0,32, р < 0,01 и отсутствие).
Таким образом, внутренний фактор скуки ассоциирован со стремлением к развитию своих способностей и потенциала, достижению ощущения мастерства и компетентности в рамках учебной деятельности. Внешний фактор скуки связан с ощущением вынужденности учебной деятельности, необходимостью слепо следовать требованиями социума, низкой автономностью. Эти корреляции согласуются с интерпретацией внутреннего и внешнего факторов, однако ничего не говорят о состоятельности этих конструкций.
Связь склонности к скуке с родственными конструктами
В табл. 3 представлены ранговые корреляции шкалы скуки с другими переменными. Как и ожидалось, шкала скуки как черты личности достаточно заметно коррелирует со шкалами многофакторного опросника состояния скуки. Наиболее тесная связь наблюдается с состоянием подавленности и невнимательностью.
Как указывалось выше, скуку рассматривают как состояние, связанное с ослаблением интереса к деятельности и происходящему вокруг. Таким образом, особенность структуры личностной мотивации человека должна быть связана со склонностью к скуке. Теория самодетерминации рассматривает внутреннюю мотивацию, при которой выполняемая деятельность представляет для индивида интерес и ценность, а также внешнюю мотивацию (неоднородное по своей сути образование), при которой деятельность выступает средством достижения внешних по отношению к ее содержанию целей. Как и ожидалось, склонность к скуке имела обратные корреляции с такими аспектами внутренней мотивации, как познавательная мотивация (r = -0,33; p < 0,01), мотивации достижения (r = -0,46; p < 0,01) и саморазвития (r = -0,36; p < 0,01), рассматриваемых в рамках учебной деятельности. Чем более выражена склонность к скуке, тем в меньшей степени студент стремился узнать новое, понять изучаемый предмет, развивать свои способности и потенциал, получал меньше удовольствия от решения трудных задач. Склонность к скуке имела наиболее тесную положительную связь с амотивацией (r = 0,53; p < 0,01), отражающей отсутствие интереса и ощущения осмысленности учебной деятельности. Небольшая положительная корреляция наблюдалась с экстернальной мотивацией, при которой студент учится, чтобы избежать возможных проблем, а потребность в автономии максимально фрустрируется.
Некоторые исследователи уделяли внимание обратной связи скуки и осознанности (mindfulness), внимательности. Склонные к скуке люди могут иметь пониженную способность быть внимательными или целенаправленно удерживать внимание на своем непосредственном окружении. Тренировка внимания может повысить способность сохранять возбуждение
и впоследствии уменьшить скуку. В нашем исследовании была получена достаточно высокая корреляция между показателем скуки и шкалой осознанности и внимания MAAS (г = -0,51; p < 0,01), что согласуется с результатами исследования N.M.A. LePera (2011). Другой опросник осознанности, позволяющий рассмотреть этот феномен через его отдельные аспекты, также показал значимые корреляции: со способностью описывать свои впечатления (г = -0,45; p < 0,01), осознанной активностью (г = -0,60; p < 0,01), безоценочным отношение к опыту (г = -0,50; p < 0,01), отсутствием вторичных реакций (г = -0,38; p < 0,01). Исключение составил такой аспект осознанности, как «наблюдение», отсутствие корреляции со скукой которого можно объяснить неоднозначностью измерения этого аспекта или его противоречивостью.
Поскольку скука соотносится с негативным аффектом, более высокая склонность к скуке должна быть обратно связана с субъективным благополучием, что и наблюдалось в нашем исследовании. Корреляция между показателями BPS и Оксфордского опросника счастья была существенной (г = -0,61; p < 0,01). Корреляция между склонностью к скуке и нейротиз-мом (г = 0,41; p < 0,01) также объясняется более частым переживанием негативного аффекта.
Показатели шкалы самоконтроля «Большой пятерки» личностных черт (г = -0,38; p < 0,01) обратно связаны со склонностью скучать; таким образом, привычная скука сопровождается более низкими способностью к само-огранизации, мотивации к достижению, настойчивостью и самодисциплиной. По всей видимости, слабость волевой регуляции способствует частому возникновению состояния скуки.
Заключение
В данной работе приводятся данные, позволяющие говорить о достаточно хороших психометрических свойствах предлагаемого перевода опросника BPS. Валидность подтверждается наличием теоретически ожидаемых связей. Анализ факторной структуры опросника не дает однозначного ответа на вопрос о многоаспектности измерения склонности к скуке и, скорее всего, свидетельствует об одномерности предлагаемого конструкта.
Литература
Голубев, А. М. (2012). Природа полноты сознания. Адаптация опросника внимательности и осознанности MAAS. ВестникНГУ. Сер. Психология, 6(2), 44-51. Голубев, А. М., Дорошева. Е. А. (2017). Апробация «Оксфордского опросника счастья» на российской выборке. Психологический журнал, 38(3), 108-118. doi: 10.7868/S0205959217030096 Голубев, А. М., Дорошева, Е. А. (2018). Особенности применения русскоязычной версии пятифакторного опросника осознанности. Сибирский психологический журнал, 69, 46-68. doi: 10.17223/17267080/69/3 Голубев, А. М., Дорошева, Е. А., Одновал, И. А. (2018). Адаптация русскоязычной версии Многофакторного опросника состояния скуки: предварительные результаты. Reflexio, 11(2), 86-113. doi: 10.25205/2658-4506-2018-11-2-86-113
Гордеева, Т. О., Сычев, О. А., Осин, Е. Н. (2014). Опросник «Шкалы академической
мотивации». Психологический журнал, 55(4), 96-107. Князев, Г. Г., Митрофанова, Л. Г., Бочаров, В. А. (2010). Валидизация русскоязычной версии опросника Л. Голдберга «Маркеры факторов "Большой Пятерки"». Психологический журнал, 51(5), 100-110.
Ссылки на зарубежные источники см. в разделе References после англоязычного блока.
Поступила в редакцию 28.04.2022 г.; повторно 02.12.2022 г.;
принята 08.02.2023 г.
Дорошева Елена Алексеевна - доцент кафедры сравнительной психологии Новосибирского государственного университета; старший научный сотрудник лаборатории аффективной, когнитивной и трансляционной нейронауки Института медицины и нейронаук, кандидат биологических наук. E-mail: elena.dorosheva@mail.ru
Голубев Андрей Михайлович - старший преподаватель кафедры психологии личности, ведущий психолог Учебно-научного центра психологии Института медицины и психологии В. Зельмана Новосибирского государственного университета. E-mail: drew719@mail.ru
For citation: Dorosheva Е.А., Golubev А.М. (2023). Peculiarities of Measuring Boredom Proneness: Psychometric Properties of Russian Language Version of BPS. Sibirskiy Psikho-logicheskiy Zhurnal - Siberian journal of psychology, 87, 68-85. In Russian. English Summary. doi: 10.17223/17267080/87/4
Peculiarities оf Measuring Boredom Proneness: Psychometric Properties оf Russian Language Version оf BPS1
Е.А. Dorosheva1, 2, А.М. Golubev1
1 Novosibirsk State University, 1 Pirogova Str., Novosibirsk, 630090, Russian Federation
2 Scientific Research Institute of Neurosciences and Medicine, 4 Timakova Str., Novosibirsk, 630117, Russian Federation
Abstract
Relevance and object of research. The boredom proneness as a personality trait is actively investigated due to its relation to a number of emotional disorders as well as deficiency in well-being and motivation. However, approaches to meaningful definitions of the "boredom proneness" construct differ significantly. The development of psychometric instruments aimed at measuring it is closely dependent upon understanding it as being one-dimensional or multidimensional including various sets of components. This paper describes the problem of determining the psychological construct of "tendency to boredom" and validation of psychometric properties of the Russian language version of the Boredom Proneness Scale in the context of considering its multidimensional or one-dimensional structure.
1 The results were obtained in accordance with the state research contract by Scientific Research Institute of Neurosciences and Medicine, CITiS registration number: 122042700001-9.
Methods and materials of research. The sample consisted of 476 persons ages 18 to 40 (average age 24.65), among them 120 males and 356 females. The Russian language version of the Boredom Proneness Scale was used; utilized for convergent validity tests were the Mindful Attention Awareness Scale, the Five Facet Mindfulness Questionnaire, the Oxford Happiness Questionnaire, the short version of the Big-Five Factor Markers, "Academic motivation scales" questionnaire (for sample of students).
Results. The analysis of the factor structure of the questionnaire does not provide an unequivocal answer to the question of multidimensional measurement of the Boredom Proneness and, most likely, designates this construct as one-dimensional. The scale is characterized by high internal consistency (Cronbach alpha of 0.85) and one month test-retest reliability (r=0.80). Inverse correlations of the boredom proneness with the indicators of internal educational motivation for university students as well as with the levels of mindfulness, extraversion, openness to new experience and self-control are shown; direct correlations are demonstrated with neuroticism, external educational motivation and amotivation. The validity of the scale is confirmed by the identified relationships with other constructs. In general, it can be concluded that the proposed version of the Boredom Proneness Scale has sufficiently good psychometric properties.
Keywords: boredom proneness; state boredom; Boredom Proneness Scale; factor structure; scale reliability; multidimensionality of the questionnaire; academic motivation; subjective well-being
References
Ahmed, S. M. S. (1990). Psychometric properties of the boredom proneness scale. Perceptual
and Motor Skills, 71, 963-966. doi: 10.2466/pms.1990.71.3.963 Chin, A., Markey, A., Bhargava, S., Kassam, K. S., & Loewenstein, G. (2017). Bored in the USA: Experience sampling and boredom in everyday life. Emotion, 17(2), 359-368. doi: 10.1037/emo0000232
Csikszentmihalyi, M. (1990). Flow: the psychology of optimal experience. New York: Harper & Row
Danckert, J. (2019). Boredom: Managing the Delicate Balance Between Exploration and Exploitation. In J. Ros Velasco (Ed.), Boredom Is in Your Mind (pp. 37-53). Springer Verlag. doi: 10.1007/978-3-030-26395-9_3 Danckert, J. A., & Allman, A.-A. (2005). Time flies when you're having fun: temporal estimation and the experience of boredom. Brain and Cognition, 59(3), 236-245. doi: 10.1016/j.bandc.2005.07.002 Danckert, J., & Merrifield, C. (2018). Boredom, sustained attention and the default mode network. Experimental Brain Research, 236(9). pp. 2507-2518. doi: 10.1007/s00221-016-4617-5
Eastwood, J. D., Frischen, A., Fenske, M. J., & Smilek, D. (2012). The unengaged mind defining boredom in terms of attention. Perspectives on Psychological Science, 7(5), 482495. doi: 10.1177/1745691612456044 Elpidorou, A. (2018). The bored mind is a guiding mind: toward a regulatory theory of boredom.
Phenomenology and the Cognitive Sciences, 17, 455-484. doi: 10.1007/s11097-017-9515-1 Elpidorou, A. (2021). Is boredom one or many? A functional solution to the problem of heterogeneity. Mind & Language, 36(3), 491-511. doi:10.1111/mila.12282 Farmer, R., & Sundberg, N. D. (1986). Boredom proneness: The development and correlates of
a new scale. Journal of Personality Assessment, 50, 4-17. doi: 10.1207/s15327752jpa5001_2 Gana, K., & Akremi, M. (1998). L'échelle de Disposition à l'Ennui (EDE): Adaptation française et validation du Boredom Proneness Scale (BP) [French adaptation and validation of the Boredom Proneness Scale (BP)]. L'année Psychologique - The Psychological Year, 98, 429-450. doi: 10.3406/psy.1998.28576
Goetz, T., Frenzel, A. C., Hall, N. C., Nett, U. E., Pekrun, R., & Lipnevich, A. A. (2014). Types of boredom: an experience sampling approach. Motivation and Emotion, 38(3), 401-419. doi: 10.1007/s11031-013-9385-y Golubev, A. M. (2012). Priroda polnoty soznaniya. Adaptatsiya oprosnika vnimatel'nosti i osoznannosti MAAS [The nature of the fullness of consciousness. Adaptation of the MAAS Mindfulness and Mindfulness Inventory]. Vestnik NGU. Ser. Psikhologiya, 6(2), 44-51. Golubev, A. M., & Dorosheva. E. A. (2017). Aprobatsiya "Oksfordskogo oprosnika schast'ya" na rossiyskoy vyborke [Approbation of the Oxford Happiness Questionnaire on a Russian sample]. Psikhologicheskiy zhurnal, 38(3), 108-118. doi: 10.7868/S0205959217030096 Golubev, A. M., & Dorosheva, E. A. (2018). Psychometrical characteristics and applied features of a Russian version of Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ). Sibirskiy psikhologicheskiy zhurnal - Siberian Journal of Psychology, 69, 46-68. (In Russian). doi: 10.17223/17267080/69/3 Golubev, A. M., Dorosheva, E. A., & Odnoval, I. A. (2018). Adaptatsiya russkoyazychnoy versii Mnogofaktornogo oprosnika sostoyaniya skuki: predvaritel'nye rezul'taty [Adaptation of the Russian-language version of the Multivariate Boredom Inventory: preliminary results]. Reflexio, 11(2), 86-113. doi: 10.25205/2658-4506-2018-11-2-86-113 Gordeeva, T. O., Sychev, O. A., & Osin, E. N. (2014). Oprosnik "Shkaly akademicheskoy motivatsii" [Questionnaire "Scales of Academic Motivation"]. Psikhologicheskiy zhurnal, 35(4), 96-107.
Knyazev, G. G., Mitrofanova, L. G., & Bocharov, V. A. (2010). Validizatsiya russkoyazychnoy versii oprosnika L. Goldberga "Markery faktorov 'Bol'shoy Pyaterki'" [Validation of the Russian version of the L. Goldberg questionnaire "Big Five Factor Markers"]. Psikhologicheskiy zhurnal, 31(5), 100-110. Lee, F. K., & Zelman, D. C. (2019). Boredom proneness as a predictor of depression, anxiety and stress: The moderating effects of dispositional mindfulness. Personality and Individual Differences, 146, 68-75. doi: 10.1016/j.paid.2019.04.001 LePera, N. M. A. (2011). Relationships Between Boredom Proneness, Mindfulness, Anxiety,
Depression, and Substance Use. The New School Psychology Bulletin, 8(2), 15-25. Lomas, T. (2016). A meditation on boredom: Re-appraising its value through introspective phenomenology. Qualitative Research in Psychology, 14(1), 2-32. doi: 14. 10.1080/14780887.2016.1205695 London, H., & Monello, L. (1974). Cognitive manipulation of boredom. In H. London, & R. E. Nisbett (Eds.), Thought and feeling: cognitive alteration offeeling states (pp. 4459). Aldine: Oxford.
Malkovsky, E., Merrifield, C., Goldberg, Y., & Danckert, J. (2012). Exploring the relationship between boredom and sustained attention. Experimental Brain Research, 221 (1), 59-67. doi:10.1007/s00221-012-3147-z Melton, A. M., & Schulenberg, S. E. (2009). A confirmatory factor analysis of the boredom proneness scale. The Journal of Psychology, 143, 493-508. doi:10.3200/JRL.143.5.493-508
Mikulas, W. M., & Vodanovich, S. J. (1993). The essence of boredom. Psychological Record, 43(1), 3-12.
Moynihan, A. B., Igou, E. R., & van Tilburg Wijnand, W. A. P. (2021). Existential escape of the bored: A review of meaning-regulation processes under boredom. European Review of Social Psychology, 32(1), 161-200. doi: 10.1080/10463283.2020.1829347 Raffaelli, Q., Mills, C., & Christoff, K. (2018). The knowns and unknowns of boredom: a review of the literature. Experimental Brain Research, 236(9), 2451-2462. doi: 10.1007/s00221-017-4922-7 Steinberger, F., Moeller, A., & Schroeter, R. (2016) The antecedents, experience, and coping strategies of driver boredom in young adult males. Journal of Safety Research, 59, 69-82. doi: 10.1016/j.jsr.2016.10.007
Struk, A. A., Carriere, J. S. A., Cheyne, J. A., & Danckert, J. (2017). A short boredom prone-ness scale: Development and psychometric properties. Assessment, 24(3), 346-359. doi: 10.1177/1073191115609996 van Hooft, E. A. J., & van Hooff, M. L. M. (2018) The state of boredom: Frustrating or
depressing? Motivation and Emotion, 42, 931-946. doi: 10.1007/s11031-018-9710-6 van Tilburg, W. A. P., Igou, E. R., & Panjwani, M. (2022). Boring People: Stereotype Characteristics, Interpersonal Attributions, and Social Reactions. Personality and Social Psychology Bulletin. doi:10.1177/01461672221079104 Vodanovich, S. J. (2003). Psychometric measures of boredom: A review of the literature.
The Journal of Psychology, 137(6), 569-595. doi: 10.1080/00223980309600636 Vodanovich, S. J., & Kass, S. J. (1990). A factor analytic study of the Boredom Proneness Scale.
Journal of Personality Assessment, 55(1), 115-123. doi: 10.1207/S15327752JPA5501 Vodanovich, S. J., Wallace, J. C., & Kass, S. J. (2005). A confirmatory approach to the factor structure of the boredom proneness scale: Evidence for a two-factor short form. Journal of Personality Assessment, 85, 295-303. doi: 10.1207/s15327752jpa8503_05 Vodanovich, S. J., Watt, J. D., & Piotrowski, C. (1997). Boredom proneness in African-American college students: A factor analytic perspective. Education, 118(2), 229-236. doi: 10.1080/00223980.2015.1074531 Wallace, J. C., Vodanovich, S. J., & Restino, B. M. (2003). Predicting cognitive failures from boredom proneness and daytime sleepiness scores: an investigation within military and undergraduate samples. Personality and Individual Differences, 34(4), 635-644. doi: 10.1016/S0191 -8869(02)00050-8 Waterschoot, J., Van der Kaap-Deeder, J., Morbee, S., Soenens, B., & Vansteenkiste, M. (2021). How to unlock myself from boredom?" The role of mindfulness and a dual awareness- and action-oriented pathway during the COVID-19 lockdown. How to unlock myself from boredom?" Personality and Individual Differences, 175. 110729. doi: 10.1016/j.paid.2021.110729 Westgate, E. C., & Wilson, T. D. (2018). Boring thoughts and bored minds: The MAC model of boredom and cognitive engagement. Psychological Review, 125(5), 689-713. doi: 10.1037/rev0000097
Yang, X., Fan, C., Liu, Q., & Lian, S. (2021). The mediating role of boredom proneness and the moderating role of meaning in life in the relationship between mindfulness and depressive symptoms. Current Psychology. 40, 4635-4646. doi: 10.1007/s12144-019-00408-5
Zakay, D. (2014). Psychological time as information: the case of boredom. Frontiers in Psychology, 5, 917. doi: 10.3389/fpsyg.2014.00917
Received 28.04.2022; Revised 02.12.2022;
Accepted 08.02.2023
Elena A. Dorosheva - Docent of Department of Comparative Psychology, Department of Neuroscience (V. Zelman Institute of Medicine and Psychology, Novosibirsk State University), Senior Scientific Researcher of The Laboratory for Affective, Cognitive and Translational Neuroscience of State Scientific Research Institute of Neuroscience & Medicine. Cand. Sc. (Biology).
E-mail: elena.dorosheva@mail.ru
Andrey M. Golubev - Senior Lecturer of Department of Personality Psychology, Leading Psychologist of the Center of Psychology (V. Zelman Institute of Medicine and Psychology, Novosibirsk State University). E-mail: drew719@mail.ru
