CC BY
636
УДК 159.9.07
И.Ю. Леонова, И.Н. Леонов
ПСИХОМЕТРИЧЕСКАЯ ПРОВЕРКА СТРУКТУРЫ МЕТОДИКИ «ШКАЛА МЕЖЛИЧНОСТНОГО ДОВЕРИЯ» ДЖ. РОТТЕРА В АДАПТАЦИИ С.Г. ДОСТОВАЛОВА И ЕЕ МОДИФИКАЦИЯ
Сегодня доверие выступает как предмет изучения во многих психологических исследованиях. Актуализируется проблема изучения межличностного и социального доверия в современном обществе. Отмечаются малое количество инструментария для изучения межличностного доверия и отсутствие развернутого психометрического обоснования у существующего. Большинство методик, часто использоуемых в психологических исследованиях, не содержат полных психометрических данных. В работе оцениваются одномоментная надежность и структура «Шкалы межличностного доверия» Дж. Роттера в адаптации С.Г. Достовалова. Данное исследование дополняет недостающие сведения о психометрических характеристиках методики, которые могут быть использованы психологами в дальнейших исследованиях. Модифицируется шкала, что позволяет получить более согласованную и экономичную «Шкалу социального доверия» (ШСД). Модификация реализована путем исключения слабо дифференцирующих пунктов и пунктов, ухудшающих одномоментную надежность. Для оценки структуры модифицированной шкалы использовались факторный, кластерный анализы и метод структурного моделирования. В окончательной версии ШСД 17 пунктов, позволяющих оценить социальное доверие в целом и институциональное доверие в частности (как субшкалу). Несмотря на то, что социальное доверие выступает как многомерный феномен, на русскоязычной выборке данная шкала не позволяет получить согласованные субшкалы. Это объясняется подходом Дж. Роттера к дизайну шкалы, отражающим взгляд на социальное доверие как «обобщенное» доверие, обуславливающее проявление доверия в различных сферах.
Ключевые слова: доверие, межличностное доверие, социальное доверие, институциональное доверие, шкала межличностного доверия, одномоментная надежность, факторный анализ, кластерный анализ, моделирование структурными уравнениями.
Феномен доверия как предмета научных исследований в отечественной психологии появился сравнительно недавно. К середине 1990-х гг. относятся первые публикации отечественных авторов, а в конце того же десятиления уже сформировалось научное направление исследований не только в психологической науке, но и практически во всех других социо-гуманитарных науках. Столь высокая популярность данного феномена обусловлена множеством функций, которое выполняет доверие и в социальной жизни общества, и в обыденной жизни каждого человека. Другая причина популярности доверия как предмета исследований - это его дефицит, остроощущаемый в большинстве сфер жизнедеятельности людей, особенно в экономике, политике и социальной сфере после распада СССР. Таким образом, именно практические потребности явились подлинным источником формирования научного интереса к проблеме доверия.
Россия сегодня представлена в числе стран «низкого доверия». В связи с этим высказывается мнение о том, что современное общество превращается в общество лжи, в общество, в котором доверие становится одной из высших ценностей. В психологии феномен доверия получил от исследователей образную квалификацию «категории повышенной сложности», что свидетельствует о чрезвычайной трудоемкости его исследования из-за высокой динамичности и многофакторной зависимости.
Возросший научный интерес к проблеме доверия свидетельствует о том, что несмотря на многочисленные эмпирические и теоретические исследования, у их авторов до сих пор не выработалось единого мнения относительно его сущности.
Исследователи по-разному определяют доверие. Оно рассматривается как ожидание, установка, отношение, состояние, чувство, процесс социального обмена и передачи информации и других значимых благ, личностное и групповое свойство или настроение, компетенция субъекта, а также как общественное и групповое настроение, климат, социальная ситуация и социальная проблема. Такое разнообразие в понимании феномена доверия обусловлено тем, что его изучают представители различных наук. Тем не менее, в большинстве определений подчеркивается, что доверие предполагает готовность положиться на другого (поведенческое проявление доверия) в условиях риска, возникающего из-за неопределенности последствий или возможного негативного исхода.
Основаниями типологий доверия являются различные критерии. Одно из принятых оснований типологии - это объект доверия. Объектами доверия являются отдельные люди как носители определенных социальных ролей, социальные группы и организации, а также различные феномены и явления материального и нематериального мира. Чаще всего обращают внимание на необходимость различать доверие (меж)личностное (то есть между людьми) и институциональное (на уровне всего общества, то есть доверие людей к социальным институтам и их представителям). Институциональное доверие - это фактор формирования личностного доверия. Социальное доверие - это ожидание надежности от других индивидов, не связанное с каким-то конкретным поведением в определенной ситуации. Это доверие, отчужденное от каждого конкретного человека, обобщенное доверие, существующее в обществе. Под межличностным доверием понимается склонность личности доверять конкретным другим, так что его следует рассматривать как основу формирования социального доверия. Низкий его уровень, характеризующий современное российское общество, обусловливает неготовность индивидов оказывать личное доверие в конкретной ситуации взаимодействия.
Многие зарубежные исследователи признают, что доверие, во-первых, влечет за собой зависимость от другого человека, а во-вторых, проявляется в неопределенных ситуациях и поэтому сопряжено с риском и опасностью неверного прогнозирования поведения других людей. Так, С. Каррэл и Т. Джадж (Currall & Judge) [6] считают, что межличностное доверие отражает готовность положиться на другого в рискованных ситуациях, то есть в ситуациях, исход которых неопределенный. Согласно Д. МакАллситеру (McAllister) [9], доверие - это уверенность в другом человеке в ситуации, когда индивиды зависят друг от друга, но при этом в их отношениях присутствует риск. Дж. Кук и Т. Уолл (Cook & Wall) [5] рассматривают доверие как веру в согласованные намерения другого человека и в способность этого человека их реализовать. Р. Мэйер, Дж. Дэйвис и Ф. Шурман (Mayer, Davis & Schoorman) [8] отмечают, что, когда люди доверяют, они ожидают, что будут получателями тех или иных благ со стороны других и при этом не контролируют и не управляют благодателями. Таким образом, люди становятся уязвимыми от действий этих других. Так же Р. Мэйер, Дж. Дэйвис и Ф. Шурман утверждают, что люди сначала оценивают воспринимаемую надежность другого человека, интегрируя информацию о способностях, доброжелательности и честности этого человека. Степень доверия к другому человеку является результатом восприятия его надежности, а также их собственной склонности доверять. Такое доверие в дальнейшем вызывает рискованное поведение, например, обмен конфиденциальной информацией, особенно если предполагаемые риски в данной ситуации невелики.
Дж. Роттер (Rotter) определял доверие в человеческих взаимоотношениях (interpersonal trust) как «обобщенные ожидания человека относительно того, насколько можно положиться на слова, обещания, высказанные или письменные заявления другого человека или группы людей» [10. С. 1]. Доверие в человеческих взаимоотношениях не подразумевает веру в то, что люди хороши по природе, или в то, что мы живем в лучшем из возможных миров. Также не следует приравнивать его к доверчивости. Дж. Роттер рассматривал доверие в человеческих взаимоотношениях как доверие в тех случаях, когда нет очевидных причин не верить, тогда как доверчивость - это безрассудная или наивная вера во всё, что говорят другие люди. Предполагая, что эта личностная характеристика очень важна для предсказания поведения, Дж. Роттер в 1967 г. разработал для измерения доверия в человеческих взаимоотношениях специальную шкалу - «Шкалу межличностного доверия» (Interpersonal Trust Scale).
Дж. Роттер считал, что поскольку речь идет об ожиданиях человека относительно интеракций, то показатель доверия можно оценить с точки зрения социума. Он утверждал, что если определять доверие независимо от доверчивости, то высокий уровень доверия наиболее желателен, так как оно необходимо для выживания цивилизации. Общество может нормально функционировать только тогда, когда люди имеют по крайней мере среднюю степень доверия друг к другу. Таким образом, под доверием Дж. Роттер понимал «общий оптимизм относительно общества», то есть тенденцию доверять различным группам людей, например, учителям, родителям, врачам, одноклассникам, коллегам, друзьям и др. [11. С. 615].
Суммировав данные измерений, проводившихся с момента создания шкалы, Дж. Роттер сформулировал 9 положений об основных различиях в поведении людей, имеющих высокий и низкий уровень доверия.
Люди с высоким уровнем доверия:
СЕРИЯ ФИЛОСОФИЯ. ПСИХОЛОГИЯ. ПЕДАГОГИКА
• меньше лгут;
• возможно, меньше склонны мошенничать или воровать;
• более склонны предоставлять другим дополнительный шанс;
• более склонны уважать права других;
• реже чувствуют себя несчастными и неприспособленными и реже ссорятся с другими;
• часто более привлекательны и популярны;
• более надежны;
• не более и не менее доверчивы;
• не более и не менее интеллектуально развиты.
Иными словами, люди, склонные доверять другим, не являются доверчивыми или наивными и, вместо того, чтобы наживать себе неприятности в результате своей позиции, приобретают много свойств, которые окружающими рассматриваются как позитивные и желательные.
В отечественной психологии для изучения доверия нет достаточного количества психодиагностических методик, а те, которые есть, содержат недостаточно данных о психометрических характеристиках, полученных разработчиками или авторами адаптации. Н.А. Батурин считает, что «как и любой продукт после его выпуска «в жизнь», психодиагностическая методика требует постоянного обновления и усовершенствования» [1. С. 101].
По мнению Н.А. Батурина и Н.Н. Мельниковой, одна из актуальных задач современной отечественной психодиагностики - это разработка качественного психодиагностического инструментария. Они отмечают, что «большинство методик выходят в свет с неполными психометрическими данными. Поэтому для их дальнейшего существования и развития ценными будут не только целенаправленные психометрические исследования, а также любые другие научные исследования с применением конкретной методики, поставляющие сведения для уточнения конструкта» [1. С. 102].
Настоящая работа имеет целью оценить психометрические показатели и выявить внутреннюю структуру методики «Шкала межличностного (социального) доверия» (Interpersonal Trust Scale) Дж. Роттера (1967) в адаптации С.Г. Достовалова, далее - ШМ(С)Д [2. С. 167-168].
ШМ(С)Д позволяет измерить уровень социального доверия, которое складывается из доверия человека окружающим людям и «политического доверия», оказываемого политической системе, обществу в целом. Данная шкала состоит из 25 утверждений типа: «В общении с незнакомыми людьми лучше быть осторожным до тех пор, пока они не докажут, что им можно доверять» - или: «Большинство избранных официальных лиц искренни в своих предвыборных обещаниях», - по каждому из которых респонденту предлагается выразить свое согласие/несогласие, используя пятибальную шкалу: (1) «Абсолютно согласен»; (2) «Согласен»; (3) «Затрудняюсь ответить»; (4) «Не согласен»; (5) «Абсолютно не согласен». Далее подсчитывается сумма баллов по прямой шкале (в оригинале - пункты 6, 8, 12, 14, 16, 17, 18, 20, 21, 22, 23, 25) и по инверсированной (пункты 1, 2, 3, 4, 5, 7, 9, 10, 11, 13, 15, 19, 24), полученные результаты складываются. Окончательный результат показывает уровень межличностного доверия испытуемого.
Согласно методике, полученные результаты варьируют в границах от 25 (абсолютное недоверие) до 125 баллов (абсолютное доверие). Среднее значение составляет 75 баллов. Также следует расценивать показатели менее 40 баллов как показатели иррационального недоверия индивида, свидетельствующие о значительных нарушениях во взаимодействии индивида и общества, проявляющихся в самоизоляции индивида от общества либо в неких протестных действиях, характеризующихся стремлением во что бы то ни стало противопоставлять себя мнению большинства и поступать противоположным образом, не считаясь ни с чем. Показатели более 110 баллов характеризуются как показатели иррационального доверия, проявляющиеся в стремлении проявлять необоснованное доверие в ситуациях, способных нанести ущерб безопасности индивида, его жизни, здоровью, материальному положению или репутации, авторитету и т.д.
Адаптация и апробация методики «Шкала межличностного доверия» проводилась С.Г. Досто-валовым (2000) на российской выборке, в которую входили школьники, студенты, преподаватели школ и высших учебных заведений г. Ростова-на-Дону; всего 512 человек в возрасте от 15 до 40 лет. Первый этап адаптации включал в себя адекватный перевод методики на русский язык и ее адаптацию к российским реалиям.
Адаптация и апробация методики ШМ(С)Д в России проводилась С.Г. Достоваловым [2]. В выборку для психометрической проверки методики на ее надежность входили школьники, студенты,
преподаватели школ и высших учебных заведений г. Ростова-на-Дону, всего 512 человек в возрасте от 15 до 40 лет. На первом этапе была проведена работа, касающаяся перевода на русский язык, формулирования и редактирования пунктов шкалы.
Для проверки надежности шкалы использовались методы «расщепления» и повторного тестирования. Метод «расщепления» использовался для проверки надежности частей теста. Коэффициент гомогенности рассчитывался по формуле Спирмена-Брауна и составил 0,68. Однако результаты проверки надежности шкалы не содержат информации о согласованности всей совокупности пунктов, относящихся к данной шкале в целом (коэффициент а-Кронбаха).
Проверка ретестовой стабильности теста (ретестовая надежность) отражает устойчивость тестовых показателей во времени. Повторное тестирование проводилось на той же выборке спустя 3-4 месяца. Коэффициент ретестовой надежности составил 0,73.
На основании полученных значений коэффициентов был сделан вывод о том, что адаптированный вариант является надежным инструментом изучения уровня межличностного (социального) доверия. При этом нет никакой информации об однозначности, устойчивости результатов относительно предмета измерения (межличностного доверия). Конструктивная валидность методики автором адаптации ШМ(С)Д не изучалась. Методы многомерной статистики не использовались.
В процессе практического применения методики Дж.Роттера зарубежными авторами были выявлены некоторые противоречия и возникла потребность целеноправленного психометрического исследования для уточнения конструкта. Так, К. Чаном и Дж. Кэмпбеллом [4] на основе методики Дж. Роттера была создана сокращенная версия опросника, включающая только 12 пунктов; при этом коэффициент альфа сокращенной шкалы варьировался от 0,74 до 0,8 на разных выборках. Ф. Шур-ман, Р. Мэйер и Дж. Дэвис [12] предложили модифицированный вариант шкалы из 8 пунктов.
Спорным оставался вопрос об одномерности или многомерности структуры изучаемого конструкта. Р. Каплан [7] выявил три фактора в оригинальной шкале: институциональное доверие, ожидаемая откровенность других и настороженность по отношению к другим. К. Чан и Дж. Кэмпбелл [4] выделили четыре фактора: политический цинизм, эксплуатация других, социальная лживость и доверие людям, исполняющим социальную роль. Однако в работах зарубежных исследователей не были представлены данные, свидетельствующие о согласованности пунктов, входящих в выделенные факторы, что затрудняет их рассмотрение как самостоятельных надежных психодиагностических субшкал.
Сегодня методика ШМ(С)Д используется в исследованиях, в ряде которых демонстрирует неожиданные результаты. Например, в исследовании С.К. Летягиной [3] были выявлены взаимосвязи социального доверия с завуалированной жестокостью (r=0,41, ^=0,05), негативным личным опытом общения с окружающими (r=0,39, ^=0,05) и внутренней конфликтностью (r=0,43, ^=0,05), в связи с чем психометрическая проверка структуры методики представляется крайне актуальной.
Неполные психометрические данные шкалы требуют проведения целенаправленного психометрического исследования с ее применением для уточнения изучаемого конструкта (межличностного доверия).
Мы провели целенаправленное психометрическое исследование с применением методики ШМ(С)Д для уточнения психометрических данных. В исследовании участвовали 402 студента; из них 158 юношей и 244 девушки. Возраст испытуемых варьировал от 17 до 21 года.
Обработка данных проводилась в системах SPSS 21 и AMOS 21. Использовались методы: описательная статистика, корреляционный анализ (r-Пирсона), анализ надежности (коэффициент а Кронбаха), факторный анализ (облимин вращение с нормализацией по Кайзеру), кластерный анализ и структурное моделирование.
В работе решались следующие задачи:
1) качественная оценка каждого пункта и его вклада в итоговый балл, характеризующий межличностное доверие;
2) оценка согласованности пунктов методики;
3) оценка одномерной структуры методики при помощи структурного моделирования (SEM);
4) внесение коррекций в методику в случае обнаружения недостатков;
5) оценка структуры модифицированной версии шкалы.
Уже на этапе оценки содержания пунктов шкалы внимание на себя обращает следующее несоответствие: пункты, оцениваемые по прямой шкале и характеризующие доверие, в случае согласия с утверждениями, вносят меньший вклад в общий балл, а в случае несогласия - больший; пункты, оце-
СЕРИЯ ФИЛОСОФИЯ. ПСИХОЛОГИЯ. ПЕДАГОГИКА
ниваемые по инверсированной шкале и характеризующие недоверие, в случае согласия вносят больший вклад в суммарный показатель, при несогласии - меньший. Например, пункт 18 («Можно считать, что большинство людей сделают то, что говорят») оценивается по прямой шкале, так при ответе «абсолютно согласен» за него начисляется 1 балл, а при ответе «абсолютно не согласен» - 5 баллов. Пункт 1 («В обществе возрастает лицемерие») оценивается по инверсированной шкале, т.е. при ответе «абсолютно согласен» за него начисляется 5 баллов, а при ответе «абсолютно не согласен» -1 балл. Из этого можно сделать вывод, что увеличение суммарного показателя говорит не об увеличении социального доверия, а об увеличении социального недоверия. Таким образом, максимальные значения говорят об абсолютном недоверии, а минимальные - об абсолютном доверии, что противоречит оригинальной содержательной интерпретации методики.
Для проверки предположения об одномерной структуре опросника нами была проведена оценка согласованности пунктов (для этого «обратные» пункты были инвертированы в соответствии с ключом). Статистические показатели пунктов представлены в табл. 1.
Таблица 1
Статистические показатели для пунктов ШМ(С)Д
№ Формулировка пункта « со <и о И Л ч се а « я со <и о и Л ч се а « о <и <и И <и « И <и И О н о ч « <и а § о о <и Знак Показатель а-Кронбаха, если пункт удален *
№ « Й се Е <и а О се н О « о <с а
1 В обществе возрастает лицемерие. 1 5 2,18 0,91 0,85 0,10 - 0,609
В общении с незнакомыми людьми лучше быть ос-
2 торожным до тех пор, пока они не докажут, что им можно доверять. 1 5 1,99 0,81 1,24 1,94 - 0,627
3 Будущее нашей страны будет мрачным до тех пор, пока в политику не будут привлечены лучшие люди. 1 5 2,91 1,10 0,01 -0,91 - 0,641
4 Страх, презрение общества или наказание предохраняют большинство людей от нарушения закона лучше, чем их собственная совесть. 1 5 2,66 1,01 0,41 -1,05 - 0,630
5 Выполнение письменного экзамена без присутствия преподавателя приведет к возрастанию списывания. 1 5 1,71 0,93 1,71 3,03 - 0,626
6 Обещаниям родителям обычно можно верить. 1 5 2,13 0,99 0,85 -0,08 + 0,620
Организация Объединенных Наций никогда не будет
7 являться эффективной силой для поддержания мира на планете. 1 5 2,79 1,02 -0,20 -1,07 - 0,632
8 Судебная система - это место, где к каждому проявляется беспристрастное отношение. 1 5 3,32 1,04 -0,36 -0,91 + 0,627
Большинство людей ужаснулись бы, если бы узнали,
9 как искажаются новости, которые публика слышит и видит. 1 5 1,85 0,77 0,98 1,17 - 0,618
Самое надежное - это верить, что вопреки тому, что
10 говорят люди, они прежде всего заинтересованы в своем собственном благе. 1 5 2,54 0,95 0,49 -0,87 - 0,625
11 Даже имея информацию из газет, радио и телевидения, всё равно очень трудно получить объективное представление о событиях в обществе. 1 5 2,20 0,95 0,82 -0,19 - 0,615
12 Будущее кажется многообещающим. 1 5 2,39 0,90 0,57 -0,23 + 0,615
Если бы мы на самом деле знали о том, что происхо-
13 дит в международной политике, то общество имело бы причины быть более испуганным, чем оно является сейчас. 1 5 2,26 0,93 0,59 -0,45 - 0,622
2016. Т. 26, вып. 2 СЕРИЯ ФИЛОСОФИЯ. ПСИХОЛОГИЯ. ПЕДАГОГИКА
Окончание табл. 1
14 Большинство избранных официальных лиц искренни в своих предвыборных обещаниях. 1 5 3,99 0,79 -0,98 1,22 + 0,603
15 Результаты многих главных национальных спортивных состязаний, тем или иным образом, предопределены заранее. 1 5 3,45 1,04 -0,57 -0,65 - 0,618
16 Большинству экспертов можно сказать в глаза правду о пределах их знаний. 1 5 3,03 0,94 -0,13 -1,14 + 0,643
17 Большинству родителей можно верить, что они выполнят свои угрозы наказаний. 1 5 3,39 0,98 -0,69 -0,73 + 0,639
18 Можно считать, что большинство людей сделают то, что говорят. 1 5 3,34 0,99 -0,45 -1,22 + 0,605
19 В наше конкурентное время каждый должен быть начеку, иначе кто-нибудь может использовать его в своих целях. 1 5 2,04 0,82 1,02 1,08 - 0,611
20 Большинство идеалистов искренни и часто используют на практике то, что исповедуют. 1 5 2,85 0,94 0,27 -0,97 + 0,621
21 Большинство продавцов честны в описании продаваемого товара. 1 5 3,95 0,86 -0,98 0,65 + 0,609
22 Большинство учащихся в школе не станут списывать, даже если будут уверены в безнаказанности. 1 5 3,38 1,19 -0,51 -0,89 + 0,659
23 Большинство специалистов по ремонту не будут завышать цену на услуги, обнаружив Вашу некомпетентность. 1 5 3,57 0,90 -0,51 -0,53 + 0,617
24 Большая доля обращений в страховые компании по поводу выплаты страховки по несчастным случаям является ложной. 1 5 3,27 0,81 -0,56 -0,89 - 0,617
25 Большинство людей честно отвечают на опросы общественного мнения. 1 5 2,75 1,01 0,35 -1,17 + 0,620
Примечание: * - представлены показатели а-Кронбаха при учете инвертированных пунктов.
Величина а-Кронбаха для шкалы, включающей все 25 пунктов, равна 0,633. Исходя из значений последнего столбца табл. 1 видно, что пункты 3, 16, 17, 22 ухудшают психометрический показатель одномоментной надежности.
300-
100-
0-1—-1--1--1--1-——г=—
1.00 2,00 3,00 4,00 5,00
Пункт 2
Рис. 1. Частоты распределения ответов респондентов на пункт 2 опросника
СЕРИЯ ФИЛОСОФИЯ. ПСИХОЛОГИЯ. ПЕДАГОГИКА
га 100Т
I I
1,00 2,00 3,00 4,00 5,00
Пункт_05
Рис. 2. Частоты распределения ответов респондентов на пункт 5 опросника
Необходимо отметить, что пункт 2 характеризуется крайне высоким положительным эксцессом и положительной асимметрией (рис. 1), свидетельствуя о том, что большинство респондентов согласны с данным утверждением: они уверены, что в общении с незнакомыми людьми лучше быть осторожными. Крайне высокий положительный эксцесс и положительная асимметрия обнаружены у пункта 5 (рис. 2): респонденты считают, что отсутствие преподавателя на письменном экзамене приведет к возрастанию списывания. Таким образом, пункты 2 и 5 не обладают высокой дифференцирующей силой.
<г>- ,18
Пункт_0^
С51>— Пункт_0%
<®— Пункт_0^
Пункту
сж>— Пункт_0^
Пункт_0^
<е>- Пункт_0^
с®- Пункту
Пункт_0^
Пункт_1 С| |
<Ж>— Пункг.П!
Пункт_1 ^ \
СЕФ— Пункт_13
-<53>
-(Л)
—(Щ)
-@>
-@>
—<$В>
<Я20)
<Ш) <Ш)
<ш>
СМ1М=475,863 с1Г=275 р=,000 СР1= 910 АСР1=,893 СР1=,689 РМЭЕА^ 043
Рис. 3. Модель 1. Одномерная модель ШМ(С)Д
На следующем этапе для проверки одномерной структуры опросника использовался конфирма-торный факторный анализ (КФА), в рамках которого для 25 наблюдаемых переменных был задан один общий латентный фактор «Межличностное доверие» (далее - Модель 1), представленная на рис. 3. Модель проверялась в программе AMOS. Применялись следующие индексы согласия: Chi-sq. - хи-квадрат модели; df - количество степеней свободы; p - статистическая значимость хи-квадрата, Chi-sq./df - относительный хи-квадрат; GFI(goodness-of-fit) - показатель качества соответствия; AGFI(adjusted goodness-of-fit index) - скорректированный показатель качества соответствия; CFI(comparative fit index) - сравнительный показатель соответствия; RMSEA(root mean square error of approximation) - среднеквадратическая ошибка аппроксимации.
Рассматривались следующие допустимые значения для признания модели соответствующей данным: Chi-sq./df < 2; р > 0,05; GFI > 0,95; AGFI > 0,9; CFI > 0,95; RMSEA < 0,05.
C.R. для многомерного эксцесса явных переменных модели составил 4,789, что не превышает рекомендованного П. Бентлером значения 5 и говорит о наличии многомерной нормальности исходных данных. В связи с этим для оценки параметров модели был выбран метод максимального правдоподобия (ML — Maximum likelihood), опирающийся на предположение о многомерной нормальности распределения данных.
Проверка достаточности объема выборки также дала положительный результат: соотношение объема выборки (N = 402) и числа оцениваемых параметров (Т = 50) равно 8,04, что превышает недопустимо малое значение, равное 5.
Модель 1 продемонстрировала неудовлетворительные показатели соответствия исходным данным (Chi-sq. = 475,863; df = 275; p < 0,01; Chi-sq./df = 1,7; GFI = 0,910; AGFI = 0,893; CFI = 0,689; RMSEA = 0,043).
Таким образом, методика ШМ(С)Д демонстрирует неудовлетворительные психометрические показатели (невысокая одномоментная надежность; наличие слабо дифференцирующих пунктов; присутствие пунктов, ухудшающих одномоментную надежность; слабое соответствие структурной модели исходным данным), а также несоответствие в интерпретации общего значения шкалы. Следовательно, в существующем виде не может быть использована в психологических исследованиях и требует модификации.
Модификация методики осуществлялась путем исключения пунктов, не позволяющих дифференцировать респондентов, а также пунктов, ухудшающих согласованность отдельных пунктов. В ходе модификации методики на первом этапе нами были исключены пункты (2 и 5), не обладающие высокой дифференцирующей силой. Оценка согласованности пунктов для шкалы, включающей в себя 23 элемента, была реализована при помощи критерия альфа Кронбаха, который составил 0,623. При этом, как видно из табл. 2, пункты 3, 16, 17 и 22 ухудшают психометрический показатель одномоментной надежности.
На втором этапе модификации из шкалы были последовательно исключены пункты, ухудшающие психометрические показатели одномоментной надежности: пункт 22 (а-Кронбаха после исключения = 0,651); пункт 16 (а-Кронбаха после исключения = 0,664); пункт 17 (а-Кронбаха после исключения = 0,674); пункт 3 (а-Кронбаха после исключения = 0,682); пункт 7 (а-Кронбаха после исключения = 0,687); пункт 4 (а-Кронбаха после исключения = 0,688). Дальнейшее улучшение одномоментной надежности опросника путем исключения пунктов не оказалось возможным.
Таким образом, в итоговую шкалу вошли 17 утверждений. Для подтверждения одномерной структуры полученной шкалы был проведен КФА, в ходе которого построили Модель 2, включающую в себя 17 пунктов и одну латентную переменную (рис. 4).
GR. для многомерного эксцесса явных переменных модели составил 2,349. Следовательно, оценка параметров модели осуществлялась при помощи метода Максимального правдоподобия.
Модель 2 продемонстрировала следующие показатели соответствия исходным данным: Chi-sq. = 205,196; df = 119; p < 0,01; Chi-sq./df = 1,7; GFI = 0,940; AGFI = 0,923; CFI = 0,826; RMSEA = 0,043. На основании индексов модификации в модель были внесены ковариационные связи между ошибками пунктов 9 и 13 (оба пункта отражают доверие к получаемой информации о событиях в мире), 10 и 20 (отражают общую оценку ориентации людей на идеалы или меркантильные цели), 21 и 23 (отражают доверие специалистам в сфере услуг), 1 и 19 (оценка отношений в данный исторический период), 11 и 13 (оценка информации о событиях в мире), 6 и 12 (позитивная перспектива будущего). Таким образом, данные связи содержательно обоснованные.
Таблица 2
Показатели одномоментной надежности шкалы (кол-во пунктов = 23)
№ Формулировка пункта Знак Показатель а, если пункт удален *
1 В обществе возрастает лицемерие. - 0,599
3 Будущее нашей страны будет мрачным до тех пор, пока в политику не будут привлечены лучшие люди. - 0,632
4 Страх, презрение общества или наказание предохраняют большинство людей от нарушения закона лучше, чем их собственная совесть. - 0,623
6 Обещаниям родителям обычно можно верить. + 0,608
7 Организация Объединенных Наций никогда не будет являться эффективной силой для поддержания мира на планете. - 0,620
8 Судебная система - это место, где к каждому проявляется беспристрастное отношение. + 0,614
9 Большинство людей ужаснулись бы, если бы узнали, как искажаются новости, которые публика слышит и видит. - 0,607
10 Самое надежное - это верить, что вопреки тому, что говорят люди, они прежде всего заинтересованы в своем собственном благе. - 0,617
11 Даже имея информацию из газет, радио и телевидения, всё равно очень трудно получить объективное представление о событиях в обществе. - 0,603
12 Будущее кажется многообещающим. + 0,604
13 Если бы мы на самом деле знали о том, что происходит в международной политике, то общество имело бы причины быть более испуганным, чем оно является сейчас. - 0,612
14 Большинство избранных официальных лиц искренни в своих предвыборных обещаниях. + 0,589
15 Результаты многих главных национальных спортивных состязаний тем или иным образом предопределены заранее. - 0,606
16 Большинству экспертов можно сказать в глаза правду о пределах их знаний. + 0,635
17 Большинству родителей можно верить, что они выполнят свои угрозы наказаний. + 0,630
18 Можно считать, что большинство людей сделают то, что говорят. + 0,594
19 В наше конкурентное время каждый должен быть начеку, иначе кто-нибудь может использовать его в своих целях. - 0,600
20 Большинство идеалистов искренни и часто используют на практике то, что исповедуют. + 0,608
21 Большинство продавцов честны в описании продаваемого товара. + 0,596
22 Большинство учащихся в школе не будут списывать, даже если будут уверены в безнаказанности. + 0,651
23 Большинство специалистов по ремонту не будут завышать цену на услуги, обнаружив Вашу некомпетентность. + 0,607
24 Большая доля обращений в страховые компании по поводу выплаты страховки по несчастным случаям является ложной. - 0,606
25 Большинство людей честно отвечают на опросы общественного мнения. + 0,609
Результаты модификации модели представлены на рис. 5 (Модель 3).
Рис. 4. Модель 2. Априорная модель однофакторной структуры модифицированной ШМ(С)Д
Рис. 5. Модель 3. Апостериорная модель однофакторной структуры модифицированной ШМ(С)Д
Модель 3 демонстрирует хорошие показатели соответствия исходным данным: Chi-sq. = 137,912; df = 113; p = 0,056; Chi-sq./df = 1,22; GFI = 0,960; AGFI = 0,946; CFI = 0,950; RMSEA = 0,023. Все регрессионные веса и ковариационные связи статистически значимы, что подтверждается данными табл. 3, 4 и 5. В таблице 6 представлены доли дисперсий пунктов опросника, объясняемые влиянием латентной переменной.
Таблица 3
Регрессионные веса апостериорной модели однофакторной структуры модифицированной
ШМ(С)Д
Регрессия Значение S.E. C.R. p
Пункт 01 <- МД 1
Пункт 06 <- МД -0,738 0,206 -3,574 0,000
Пункт 08 <- МД -0,750 0,213 -3,516 0,000
Пункт 09 <- МД 0,636 0,165 3,864 0,000
Пункт 10 <- МД 0,613 0,192 3,195 0,001
Пункт 11 <- МД 1,046 0,226 4,624 0,000
Пункт 12 <- МД -0,834 0,200 -4,178 0,000
Пункт 13 <- МД 0,575 0,186 3,097 0,002
Пункт 14 <- МД -1,291 0,236 -5,476 0,000
Пункт 15 <- МД 1,165 0,250 4,668 0,000
Пункт 18 <- МД -1,391 0,268 -5,185 0,000
Пункт 19 <- МД 0,792 0,169 4,683 0,000
Пункт 20 <- МД -0,919 0,214 -4,300 0,000
Пункт 21 <- МД -1,187 0,230 -5,151 0,000
Пункт 23 <- МД -0,775 0,197 -3,932 0,000
Пункт 24 <- МД 0,805 0,185 4,356 0,000
Пункт 25 <- МД -0,972 0,227 -4,275 0,000
Таблица 4
Стандартизированные регрессионные веса апостериорной модели однофакторной структуры
модифицированной ШМ(С)Д
Регрессия Значение
Пункт_01 <--- МД 0,369
Пункт_06 <--- МД -0,250
Пункт_08 <--- МД -0,243
Пункт_09 <--- МД 0,278
Пункт_10 <--- МД 0,217
Пункт_11 <--- МД 0,373
Пункт_12 <--- МД -0,314
Пункт_13 <--- МД 0,209
Пункт_14 <--- МД -0,548
Пункт_15 <--- МД 0,379
Пункт_18 <--- МД -0,473
Пункт_19 <--- МД 0,324
Пункт_20 <--- МД -0,330
Пункт_21 <--- МД -0,468
Пункт_23 <--- МД -0,291
Пункт_24 <--- МД 0,335
Пункт_25 <--- МД -0,325
Таблица 5
Показатели ковариаций ошибок пунктов апостериорной модели однофакторной структуры
модифицированной ШМ(С)Д
Ковариация Значение S.E. сн. P
е9 <--> е13 0,127 0,035 3,686 0,000
е10 <--> е20 0,161 0,043 3,733 0,000
е21 <--> е23 0,117 0,036 3,215 0,001
е1 <--> е19 0,107 0,036 2,971 0,003
е11 <--> е13 0,121 0,041 2,930 0,003
е6 <--> е12 0,112 0,043 2,616 0,009
Таблица 6
Доли дисперсий пунктов опросника, объясняемые влиянием латентной переменной
№ пункта R2 № пункта R2
1 0,106 15 0,044
6 0,112 18 0,099
8 0,084 19 0,139
9 0,219 20 0,047
10 0,109 21 0,077
11 0,105 23 0,059
12 0,224 24 0,063
13 0,144 25 0,137
14 0,301
Таким образом, модель 3 подтверждает одномерную структуру модифицированной ШМ(С)Д.
Для выявления внутренней структуры полученной шкалы был проведен эксплораторный факторный анализ (ЭФА) с использованием метода главных компонент и последующим косоугольным облимин-вращением с нормализацией Кайзера. Относительно высокое значение коэффициента Кай-зера-Мейера-Олкина (КМО = 0,766) в совокупности со значимым показателем теста сферичности Бартлетта (Хи-квадрат (136) = 619,897, р < 0,001) позволяют рассматривать данные как пригодные для проведения ЭФА. Рассматривались модели размерностью от двух до пяти факторов с долей объяснимой дисперсии от 26 % до 46 %. Анализ графика осыпи собственных значений показал, что большая часть дисперсии в показателях ответов на пункты опросника объясняется двумя факторами, объясняющими 17,5 % и 8,2 % дисперсии соответственно.
Стабильность двухфакторной структуры проверялась путем формирования из общей выборки случайной подвыборки, включающей примерно 50 % наблюдений с последующим проведением на ней ЭФА.
ЭФА на подвыборке 1 (КМО = 0,739; Критерий сферичности: Хи-квадрат (136) = 419,539, р < 0,001) позволяет выделить от 2 до 6 факторов с долей объяснимой дисперсии от 29 % до 56 %. Анализ графика осыпи собственных значений демонстрирует, что большая часть дисперсии в показателях ответов на пункты опросника объясняется тремя факторами, объясняющими 19,6 %, 9 % и 7,5 % дисперсии соответственно.
ЭФА на подвыборке 2 (КМО = 0,743; Критерий сферичности: Хи-квадрат (136) = 397,116, р < 0,001) позволяет выделить от 2 до 6 факторов с долей объяснимой дисперсии от 27,7 % до 54 %. Анализ графика осыпи собственных значений демонстрирует, что большая часть дисперсии в показателях ответов на пункты опросника объясняется тремя факторами, объясняющими 19 %, 9 % и 7,1 % дисперсии соответственно.
СЕРИЯ ФИЛОСОФИЯ. ПСИХОЛОГИЯ. ПЕДАГОГИКА
ЭФА на подвыборке 3 (КМО = 0,745; Критерий сферичности: Хи-квадрат (136) = 414,665, p < 0,001) позволяет выделить от 2 до 5 факторов с долей объяснимой дисперсии от 18,9 % до 48,7 %. Анализ графика осыпи собственных значений демонстрирует, что большая часть дисперсии в показателях ответов на пункты опросника объясняется двумя факторами, объясняющими 18,9 % и 8,7 % дисперсии соответственно.
ЭФА на подвыборке 4 (КМО = 0,720; Критерий сферичности: Хи-квадрат (136) = 391,492, p < 0,001) позволяет выделить от 2 до 6 факторов с долей объяснимой дисперсии от 17,6 % до 54,4 %. Анализ графика осыпи собственных значений демонстрирует, что большая часть дисперсии в показателях ответов на пункты опросника объясняется четырьмя факторами, объясняющими 17,6 %, 9,6 %, 7,8 % и 7 % дисперсии соответственно.
Таким образом, результаты ЭФА позволяют говорить о наличии многомерности в модифицированной ШМ(С)Д, однако не позволяют выделить воспроизводимую легко интерпретируемую факторную структуру, демонстрирующую непересекающуюся нагрузку каждого пункта на фактор.
Далее для исследования структуры шкалы было принято решение использовать кластерный анализ (КА) по методу Уорда (Ward's method); в качестве метрики использовался квадрат расстояния Евклида. Результирующая иерархическая структура представлена на рис. 6.
0 5 10 15 20 25
Пуикт_14 9
Пункт_21 14 Обр_Пун*т_09 4 Обр_Пун*т_19 12
06р_Пункт_01 1
ПутТ_23 15
0$р_Пужт_11 6 0бр_Г1уикт_13 8 06[>_Пунйт_10 5
Пункт J В 11
Пункт_08 3
Пункт_06 2
Пункт _1 2 1 Обр_Пущ!Т_15 10
Овр_Пушт_?4 16
Пут т_20 1 3
Пужг_25 17
Рис. 6. Иерархическая кластерная структура пунктов шкалы
На основании коэффициентов таблицы порядка агломерации кластеров была выбрана точка отсечения, позволившая выделить 2 кластера.
Стабильность иерархической кластерной структуры проверялась путем формирования из общей выборки случайной подвыборки, включающей приблизительно 50 % наблюдений и последующим проведением КА на данной подвыборке.
КА на подвыборке 1 (п=176) позволил выделить 2 кластера, на подвыборке 2 (п=215) - 2 кластера, на подвыборке 3 (п=201) - 2 кластера, на подвыборке 4 (п=201) - 2 кластера. Принадлежность каждого пункта соответствующему кластеру по результатам КА в каждой из подвыборок отражена в табл. 7.
Таблица 7
Принадлежность к кластерам
Пункт Общая выборка (п=402) Подвыборка 1 (п=176) Подвыборка 2 (п=215) Подвыборка 3 (п=201) Подвыборка 4 (п=201)
Пункт 01 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 06 2 2 2 2 2
Пункт 08 1 1 1 1 1
Пункт 09 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 10 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 11 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 12
Пункт 13 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 14 1 1 1 1 1
Пункт 15 (инвертирован)
Пункт 18 1 1 1 1 1
Пункт 19 (инвертирован) 1 1 1 1 1
Пункт 20
Пункт 21 1 1 1 1 1
Пункт 23 1 1 1 1 1
Пункт 24 (инвертирован) 2 2 2 2 2
Пункт 25 2 2 2 2 2
Таким образом, КА демонстрирует воспроизводимую иерархическую структуру модифицированной ШМ(С)Д, включающую в себя два больших кластера. В кластер 1 вошли пункты: 1(-); 8; 9(-); 10(-); 11(-); 1з(-); 14; 18; 19(-); 21; 23. В кластер 2 вошли пункты: 6; 12; 15(-); 20; 24(-); 25. Кластер 1 был назван «Институциональное доверие», так как отражает отношение к обществу в целом, отдельным институтам (СМИ, судебной системе), избранным официальным лицам, специалистам в сфере услуг. Кластер 2 был назван «Доверие другим» и отражает отношение к людям в ситуации взаимодействия.
На данном этапе было принято решение внести коррекции в название шкал, так как, на наш взгляд, термин «межличностное доверие» не соответствует содержанию пунктов, поскольку объектами доверия в методике выступают не только другие люди, но и социальные институты и общество в целом. Общая шкала была переименована в «Социальное доверие», так как, с нашей точки зрения, данное понятие шире и может включать и других людей, и социальные институты, и общество в целом. Данное название позволит избежать трудностей в трактовке феномена, особенно учитывая его потенциальную многомерность.
Можно сделать вывод, что результаты КА свидетельствуют о неодномерности опросника, и в нем можно выделить две субшкалы. Надежность субшкал оценивалась на общей выборке с помощью коэффициента а-Кронбаха (табл. 8)
Таблица 8
Описательная статистика и психометрические показатели субшкал методики
Субшкала Пункты Среднее значение Стандартное отклонение Асимметрия Эксцесс Коэфф. а- Кронбаха Коэфф. корр. с суммой остальных пунктов (с учетом инвертированных) Коэфф. корр. с общим показателем
Институциональное доверие 1(-); 8; 9(-); 10(-); 11(-); 13(-); 14; 18; 19(-); 21; 23 41,10 4,57 -0,349 0,499 0,627 0,401** 0,851**
Доверие другим 6; 12; 15(-); 20; 24(-); 25 15,40 2,99 0,386 -0,072 0,475 0,401** 0,687**
Общий показатель 1(-); 6; 8; 9(-); 10(-); 11(-); 12; 13(-); 14; 15(-); 18; 19(-); 20; 21; 23; 24 (-); 25 56,50 6,40 -0,139 0,132 0,688 - -
Примечание: ** - р < 0,001
Необходимо отметить тот факт, что субшкала, названная нами «Доверие другим», имеет низкое значение коэффициента а-Кронбаха, что говорит о слабой согласованности пунктов, входящих в ее состав. Следовательно, эта субшкала не может быть рекомендована к использованию.
Также в ходе проверки одномоментной надежности субшкалы «Институциональное доверие» было обнаружено, что исключение пунктов 10 (а-Кронбаха после исключения = 0,631) и 8 (а-Кронбаха после исключения = 0,634) улучшает согласованность пунктов. Описательные статистики итоговой субшкалы «Институциональное доверие» представлены в таблице 9.
Таблица 9
Описательные статистики и психометрические показатели субшкалы
Субшкала Пункты }еднее значение гандартное откло-ние я р т е ем м ис с с е ц с )эфф. альфа Крон-ха эфф. корр. с сум-ш остальных пунк-в* )эфф. корр. с об-им показателем
и и я < к Л И ю И Э
Социальное доверие (сокр) 1(-); 9(-); 11(-); 13(-); 14; 18; 19(-); 21; 23 34,33 4,01 -0,397 0,631 0,634 0,436** 0,868**
1(-); 6; 8; 9(-); 10(-);
Общий показатель 11(-); 12; 13(-); 14; 15(-); 18; 19(-); 20; 21; 23; 24 (-); 25 56,50 6,40 -0,139 0,132 0,688 - -
Полученная структура проверялась с помощью структурного моделирования. Модель 4 (рис. 8) включила в себя 17 пунктов и две латентные переменные («Социальное доверие» и «Институциональное доверие»), объединенных регрессионной связью.
СМ1М=1Йб,?02 с)!=11Э р=,000 СР1=, 943 АЙР !=, Э26 СР!=, 841 РМ5ЕА=,041
Рис. 9. Модель 4. Априорная модель ШСД с субшкалой
,10
СМ!Ы=130,017 с1Г=112 р=, 117<ЗВ-9е2АОР1-049 СР1=,964 РМБЕА" 020
Рис. 10. Модель 5. Апостериорная модель ШСД с субшкалой
Модель 4 продемонстрировала следующие показатели соответствия исходным данным: СЫ-sq. = 196,702; ^ = 118; р < 0,01; СЫ^Ж = 1,7; GFI = 0,943; AGFI = 0,926; CFI = 0,841; RMSEA = 0,041). На основании индексов модификации в модель были внесены ковариационные связи между ошибками пунктов 10 и 20, 9 и 13, 11 и 13, 21 и 23, 1 и 19, 15 и 20. Полученная апостериорная модель 5 представлена на рис. 10.
Модель 5 продемонстрировала хорошие показатели соответствия исходным данным (СЫ^. = = 130,017; ^ = 112; р = 0,117; СЫ^Ж = 1,16; GFI = 0,962; AGFI = 0,949; CFI = 0,964; RMSEA = 0,020).
В качестве альтернативной рассматривалась модель однофакторной структуры модифицированной ШМ(С)Д без субшкалы. В таблице 10 представлены показатели альтернативных моделей.
Таблица 10
Параметры соответствия альтернативных моделей
Модель Параметры
Chi-sq. df P Ш^Ж GFI AGFI CFI RMSEA
Априорная модель модиф. ШМ(С)Д 205,196 119 0,000 1,7 0,940 0,923 0,826 0,043
Апостериорная модель модиф. ШМ(С)Д 137,912 113 0,056 1,2 0,960 0,946 0,950 0,023
Априорная модель ШСД с субшкалой 196,702 118 0,000 1,7 0,943 0,926 0,841 0,041
Апостериорная модель ШСД 130,017 112 0,117 1,16 0,962 0,949 0,964 0,020
На основании оценки параметров соответствия моделей исходным данным можно сделать вывод, что модель ШСД с субшкалой (как априорная, так и апостериорная) несколько лучше соответствует исходным данным. Результаты структурного моделирования свидетельствуют о том, что опросник не является одномерным и в нем можно выделить одну согласованную субшкалу.
Таким образом, анализ иерархической структуры модифицированной методики ШМ(С)Д показал ее многомерность. Однако, при анализе выделенных субшкал приемлемые показатели единства пунктов продемонстрировала только субшкала «Институциональное доверие», которая отражает общее отношение к миру, социальным институтам и людям, выполняющим те или иные социальные роли. Остальные пункты, хотя и могут быть объединены в группы на основе КА, не демонстрируют приемлемой однородности. Этот эффект может быть объяснен тем, что Дж. Роттер при создании опросника руководствовался представлением о доверии как одномерном конструкте и строил методику в соответствии с данной моделью, что и подтвердилось в нашем исследовании. В связи с этим создание многомерного опросника межличностного доверия - это перспективная разработка, которая позволит отразить всю сложность и многомерность данного конструкта.
Итогом данной работы стало создание модифицированной версии опросника «Шкала социального доверия» (ШСД), которая состоит из 17 утверждений. На каждое утверждение респонденту предлагается пять вариантов ответа: (1) «Абсолютно согласен»; (2) «Согласен»; (3) «Затрудняюсь ответить»; (4) «Не согласен»; (5) «Абсолютно не согласен». В табл. 11 представлены формулировки пунктов, знак (прямой или инвертированный пункт), порядковые номера в модифицированной и оригинальной методиках.
Для повышения простоты интерпретации были изменены пункты, подлежащие инверсии так, чтобы при утвердительных ответах на пункты, характеризующие доверие, в общий балл вносился больший вклад, чем при отрицательных, а при утвердительных ответах на пункты, характеризующие недоверие, - меньший.
Подсчитывается общий показатель социального доверия, для этого подсчитывается сумма баллов по прямой шкале (пункты 1, 4, 5, 6, 8, 10, 12, 16) и по инверсированной (пункты 2, 3, 7, 9, 11, 13, 14, 15, 17), полученные результаты складываются.
Дополнительно подсчитывается показатель институционального доверия, включающий с прямой нагрузкой пункты 1, 4, 6, 8, 12 и с обратной пункты 9, 11, 14, 15.
Описательные статистики шкал представлены в таблице 12.
Таблица 11
Модифицированная шкала социального доверия (ШСД)
№ Формулировка пункта Знак № в ШМ(С)Д
1 В обществе возрастает лицемерие. + 1
2 Обещаниям родителям обычно можно верить. - 6
3 Судебная система - это место, где к каждому проявляется беспристрастное отношение. - 8
4 Большинство людей ужаснулись бы, если бы узнали, как искажаются новости, которые публика слышит и видит. + 9
5 Самое надежное - это верить, что вопреки тому, что говорят люди, они прежде всего заинтересованы в своем собственном благе. + 10
6 Даже имея информацию из газет, радио и телевидения, всё равно очень трудно получить объективное представление о событиях в обществе. + 11
7 Будущее кажется многообещающим. - 12
8 Если бы мы на самом деле знали о том, что происходит в международной политике, то общество имело бы причины быть более испуганным, чем оно является сейчас. + 13
9 Большинство избранных официальных лиц искренни в своих предвыборных обещаниях. - 14
10 Результаты многих главных национальных спортивных состязаний, тем или иным образом предопределены заранее. + 15
11 Можно считать, что большинство людей сделают то, что говорят. - 18
12 В наше конкурентное время каждый должен быть начеку, иначе кто-нибудь может использовать его в своих целях. + 19
13 Большинство идеалистов искренни и часто используют на практике то, что исповедуют. - 20
14 Большинство продавцов честны в описании продаваемого товара. - 21
15 Большинство специалистов по ремонту не будут завышать цену на услуги, обнаружив Вашу некомпетентность. - 23
16 Большая доля обращений в страховые компании по поводу выплаты страховки по несчастным случаям является ложной. + 24
17 Большинство людей честно отвечают на опросы общественного мнения. - 25
Таблица 12
Параметры шкал ШСД
Шкалы Среднее значение Стандартное отклонение Асимметрия Эксцесс Коэфф. а- Кронбаха
Социальное доверие 45,495 6,398 0,139 0,132 0,688
Институциональное доверие 19,672 4,014 0,397 0,631 0,634
Созданная методика ШСД на основе оригинальной ШМ(С)Д имеет конкурентные преимущества в силу ее большей компактности (17 пунктов против 25 пунктов оригинала) и лучшей согласованности отдельных пунктов (а-Кронбаха ШСД = 0,688 против а-Кронбаха ШМ(С)Д = 0,633). Методика ШСД может быть рекомендована для проведения психологических исследований, посвященных изучению социального доверия.
СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ
1. Батурин Н.А., Мельникова Н.Н. Технология разработки психодиагностических методик. Челябинск: Изд. центр ЮурГУ, 2012. 135 с.
2. Достовалов С.Г. Система доверительных отношений как детерминанта восприятия индивидуальности в юношеском возрасте: дис.канд. психол. наук. Ростов-на-Дону, 2000.
3. Летягина С.К. Гендерные особенности взаимосвязей доверия, самоотношения и коммуникативных установок в юношеском возрасте.// Психология общения и доверия: теория и практика: сб. материалов Междунар. конф. УРАО, ПИ РАО, МГУ/ под ред. Т.П. Скрипкиной. М.: Университет РАО, 2014. 566 с.
4. Chun K.T., Campbell J.B. Dimensionality of the Rotter Interpersonal Trust Scale // Psychological Reports. 35 (1974). P. 1059-1070.
5. Cook J., Wall T.D. New work attitude measures of trust, organizational commitment and personal need non fulfillment // Journal of Occupational Psychology. 53 (1980). P. 39-52.
6. Currall S.C., Judge T.A. Measuring trust between organizational boundary role persons // Organizational Behavior and Human Decision Processes. 64 (1995). P. 151-170.
7. Kaplan R.M. Components of trust: Note on use of Rotter's scale // Psychological Reports. 33 (1973). P. 13-14.
8. Mayer R.C., Davis J.H., Schoorman F.D. An integrative model of organizational trust // Academy of Management Review. 20. (1995). P. 709-734.
9. McAllister D.J. The second face of trust: Reflections on the dark side of interpersonal trust in organizations // R.J. Lewicki, B.H. Sheppard M.H. Bazerman (Eds.), Research on negotiation in organizations. Greenwich, Connecticut: JAI Press. 1997. Vol. 6. P. 87-112.
10. Rotter J.B. Interpersonal trust, trustworthiness, and gullibility // American Psychologist. 1980. 35(1), P. 1-7.
11. Rotter J.B. A new scale for the measurement of interpersonal trust// Journal of Personality. 35 (1967). P. 615-665.
12. Schoorman F.D., Mayer R.C., Davis J.H. Organizational trust: Philosophical perspectives and conceptual definitions // Academy of Management Review. 21 (1996). P. 337-340.
Поступила в редакцию 15.12.15
I. Yu. Leonova, I.N. Leonov
PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF J. ROTTERS "INTERPERSONAL TRUST SCALE" ADAPTED TO RUSSIAN LANGUAGE BY S.G. DOSTOVALOV AND ITS MODIFICATION
Today trust is a subject of many psychological researches. The problem of interpersonal and social trust has become one the main problems of modern society, but there are still no good tools to examine social trust. Existing questionnaires do not present wide psychometric properties. Most of the techniques that are often necessary to be used in a variety of psychological studies do not contain complete psychometric data. Internal consistency reliability and one-dimension structure of J. Rotter's "Interpersonal Trust Scale" adapted to Russian language by S.G. Dostovalov is examined. This research provides information about psychometric properties of this scale, which can be used in future researches. Modification of scale allowed to create more internal consistency reliable and shorter "Social Trust Scale". Modification included removing items with low differentiation of respondents and items disimproving internal consistency reliability. Estimation of structure was realized by using factor analysis, cluster analysis and structure equation modeling method. Final version of "Social Trust Scale" includes 17 items and estimates social trust as general scale and institutional trust as subscale. Despite the fact that social trust is a many-dimension phenomenon, this scale doesn't allow to find out internal consistent subscales. It is explained by J. Rotter view on social/interpersonal trust as one-dimension phenomenon called "general trust" which was a theoretical base of original scale design.
Keywords: trust, interpersonal trust, social trust, institutional trust, interpersonal trust scale, internal consistency reliability, factor analysis, cluster analysis, structure equation modeling.
Леонова Ирина Юрьевна,
старший преподаватель кафедры социальной психологии и конфликтологии E-mail: iuleonova@mail.ru
Леонов Илья Николаевич,
старший преподаватель кафедры социальной психологии и конфликтологии E-mail: inleonov@mail.ru
Leonova I.Yu.,
Senior lecturer at Department of social psychology
and conflictology
E-mail: iuleonova@mail.ru
Leonov I.N.,
Senior lecturer at Department of social psychology and conflictology E-mail: inleonov@mail.ru
ФГБОУ ВО «Удмуртский государственный университет» 426034, Россия, г. Ижевск, ул. Университетская, 1 (корп. 6)
Udmurt State University
Universitetskaya st., 1/6, Izhevsk, Russia, 426034
