CC BY
243
ПСИХОЛОГИЯ
УДК 316.6
ПСИХОМЕТРИЧЕСКИЕ ПОКАЗАТЕЛИ ЧЕТВЕРТОЙ ВЕРСИИ ОПРОСНИКА СТИЛЕЙ ИДЕНТИЧНОСТИ М. БЕРЗОНСКИ
И. Д. Бронин
PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF THE FOURTH VERSION OF THE QUESTIONNAIRE OF STYLES IDENTITIES M. BERZONSKI
I. D. Bronin
Содержательный анализ пунктов опросника третьей версии опросника стилей идентичности М. Берзонски, а также его умеренные психометрические показатели являются основанием для адаптации четвертой версии опросника. В статье представлены данные о надежности как внутренней согласованности, конструктной валидности и факторной структуры (эксплораторного и конфирматорного типов) четвертой версии опросника стилей идентичности. Результаты убедительно свидетельствуют об умеренно высоких психометрических характеристиках опросника. В сравнении с третьей версией опросника, обсуждаемая в статье четвертая версия, показывает более высокие результаты по всем исследованным параметрам, за исключением факторной структуры конфирматорного типа. Кроме того, четвертая версия содержит большее количество пунктов по шкалам, чем третья. Обсуждаются перспективы последующих доработок опросника.
The items' content analysis of the third version of Berzonsky's Identity Style Inventory as well as its moderate psychometric properties, are both the basis for adaptation of the questionnaire's fourth version. The article discusses the data of reliability as internal consistency, construct validity, exploratory and confirmatory factor structures. The results persuasively evidence moderately high psychometric characteristics of the inventory. In comparison with the third version of the questionnaire, the fourth version discussed here also shows higher quality for all the parameters except confirmatory factor structure. Besides, the fourth version includes more items for the scales than the third one. The perspectives of further revision are discussed.
Ключевые слова: стили идентичности, психометрические показатели, валидность, идентичность, шкальные опросники.
Keywords: identity styles, psychometric properties, validity, identity, scale questionnaires.
Проблема измерения идентичности стоит сегодня почти столь же остро, как и в то время, когда понятие было введено в социальную психологию и психологию личности. Среди методического инструментария исследователя имеются клинические интервью, полуструктурированные интервью и опросники, под которые довольно часто не подведена теоретическая база. Разумеется, это порождает серьезные препятствия для проведения количественных исследований идентичности и ее связей с другими аспектами личности. Основная причина состоит в том, что предложенные инструменты, во-первых, крайне трудоемки, а, во-вторых, их результаты - преимущественно текстовые - сложно поддаются перекодированию на язык цифр (хотя это и возможно).
В 1992 г. М. Берзонски опубликовал свою работу, в которой представил опросник стилей идентичности [3]. Методика М. Берзонски, по сути переформулирующая воззрения Э. Эриксона и Дж. Марсиа на язык когнитивной психологии [1; 12; 8; 7], позволяет измерить три стиля идентичности - информационный, нормативный и диффузный, а также степень приверженности человека своим воззрениям.
Выраженный информационный стиль идентичности свидетельствует о том, что человек склонен к активному самостоятельному поиску ответов на жизнен-
ные вопросы (кем быть, во что верить, как развиваться). Закономерно предполагается, что человек с таким стилем идентичности имеет относительно высокий уровень приверженности своим воззрениям и целям. Человек с нормативным стилем идентичности не столь склонен к активному поиску, но отличается высоким уровнем приверженности традициям, мнениям и ценностям родителей и значимых других. У людей с диффузным стилем идентичности не отмечается стремление к поиску, равно как и приверженности своим целям и воззрениям. Такие люди чрезвычайно адаптивны в том смысле, что полностью детерминированы ситуацией: готовы принимать любую точку зрения и менять ее в зависимости от собеседника.
Сегодня опросник стилей идентичности М. Бер-зонски может применяться не только в англоязычных и италоязычных культурах, но и в русскоязычной: психометрические показатели русскоязычной версии опросника представлены в статье Е. П. Белинской и И. Д. Бронина [1]. Однако по отношению к этой работе возникает ряд вопросов.
Во-первых, оригинальная версия опросника, которая была адаптирована, включает в себя 40 вопросов, хотя в финальную версию вошли только 20 вопросов. Причиной для этого послужили результаты эксплора-
торного факторного анализа, показавшие, что очень многие пункты опросника:
а) дают факторные нагрузки менее 0,4;
б) имеют факторную нагрузку более чем на одну главную компоненту.
Другими словами, хотя авторам адаптации и удалось добиться более или менее приемлемых показателей, шкалы методики стали в два раза меньше. Это ведет к таким последствиям, как:
а) снижение надежности методики;
б) снижение количества покрываемых (измеряемых) опросников аспектов идентичности;
в) делает шкальные оценки менее богатыми, что ведет к меньшей дисперсии в целом по генеральной выборке.
Во-вторых, следует отметить, что эта работа носила пилотажный характер. Об этом прямо свидетельствует величина выборки валидизации, составившей лишь 242 респондента для исследования факторной структуры и связей между шкалами опросника, и 115 -127 респондентов для установления внешних коррелятов шкал опросника стилей идентичности. Это особенно важно подчеркнуть, учитывая, что на данных с таким объемом выборки проверялись гипотезы, что, например, «люди с нормативным стилем идентичности имеют более низкие баллы по шкале Открытости опыту (Большая пятерка)». Даже применяя самый низкий критерий, что личность имеет нормативный стиль идентичности, если балл по этой шкалы выше среднего, для проверки подобной гипотезы выборка сокращается примерно до половины, т. е. до 50 - 60 респондентов, учитывая закон нормального распределения.
В-третьих, сам факт того, что с целью получения хороших психометрических показателей опросника авторам пришлось исключить половину пунктов, говорит о том, что в формулировке пунктов опросника имеются те или иные проблемы. Остановимся на этом подробнее.
В работе И. Смитса [13] проведен подробный анализ пунктов опросника, который определил направление их доработок. Во-первых, отмечает И. Смитс и его коллеги, в то время как одни вопросы отсылают респондента к конкретным сферам жизни (религия, политика, и т. д.), другие сформулированы в общем виде. К примеру, пункт 1, относящийся к шкале нормативного стиля идентичности, имеет явную ссылку на религиозную сферу: «Касательно религиозных убеждений, я знаю, во что верю, а во что - нет», а пункт 2, относящийся к информационному стилю идентичности, заставляет респондента отвечать с общих позиций: «Я провел много времени, размышляя, чтобы понять, что делать со своей жизнью».
Во-вторых, не только то, что респонденту постоянно приходится мысленно переходить от общего к конкретному (часто, предположительно, не релевантному в жизни), делает опросник менее валидным, но и то, что респондент вынужден переходить от прошлого к настоящему и обратно. К примеру, пункт 5, относящийся к информационному стилю идентичности, отсылает респондента к его прошлому: «Я посвятил много времени чтению о религиозных идеях и их обсуждению с другими людьми», а пункт 25, относящийся к той же шкале, обращается к настоящей жизни челове-
ка: «Когда у меня возникает личная проблема, я стараюсь проанализировать ситуацию, чтобы понять, в чем дело».
Наконец, можно говорить и о такой проблеме, что формулировки пунктов шкалы нормативного стиля идентичности и шкалы приверженности зачастую оказываются слишком близкими друг к другу. Это ведет не только очевидному ухудшению психометрических показателей, но и к сложностям в содержательной интерпретации этих шкал из-за слишком большой их близости друг к другу. К примеру, пункт 32 шкалы нормативного стиля идентичности явным образом содержит ссылку на степень приверженности респондента: «Как только я определился с верным путем решения проблемы, я строго придерживаюсь его». Любопытно сравнить эту формулировку с пунктом 7 шкалы приверженности: «Я точно знаю, что мне делать в будущем». Задумывающийся читатель вряд ли сможет сказать, что эти пункты относятся к разным шкалам, что прямо свидетельствует также и о низкой содержательной валидности пунктов опросника.
Таким образом, очевидным образом возникает задача адаптации и валидизации четвертой версии опросника стилей идентичности М. Берзонски. Процедура модификации опросника производилась с опорой на текст И. Смитса и его коллег [13]. Согласно данным авторам можно выделить три основных принципа, исходя из которых необходимо модифицировать опросник третьей версии с содержательной точки зрения. Во-первых, все пункты опросника должны быть сформулированы в общем виде. Во-вторых, все пункты опросника должны быть сформулированы в настоящем времени. В-третьих, в шкале нормативного стиля идентичности в случае, если пункт содержит ссылку на степень приверженности, его следует либо исключить из опросника, либо переформулировать его таким образом, чтобы ссылка на степень приверженности отсутствовала.
Таким образом, четвертая версия опросника стилей идентичности М. Берзонски, предложенная И. Смит-сом и его коллегами и измененная в некоторых аспектах авторами данной работы, содержит 32 вопроса, из которых 9 пунктов приходится на шкалу информационного стиля идентичности, 6 пунктов - на шкалу нормативного стиля идентичности, 9 пунктов - на шкалу диффузного стиля идентичности и 8 пунктов - на шкалу приверженности (4 из них - прямые, 4 - обратные).
Выборка исследования
Общая выборка составила 442 студента различных факультетов (как естественнонаучных, так и гуманитарных). Медиана возраста составила 19,27 (8Б = 1,38); из 442 респондентов 62,7 % - женщины, 19,9 % - мужчины, 12,9 % респондентов не сообщили свой пол.
Процедура исследования
На первом этапе мы осуществили перевод англоязычной четвертой версии опросника и его модификацию с учетом принципов, описанных ранее [1].
Второй этап подразумевал сбор данных для оценки психометрических показателей. Батарея опросников состояла из следующих пяти методик: опросник стилей идентичности М. Берзонски (К = 442), опросник самоуважения Розенберга (К = 345), опросник Большая пя-
терка (К = 345), Краткий личностный опросник = 419), опросник Уровень субъективного контроля (К = 345). Количество респондентов, заполнивших опросники, различается вследствие организационных причин.
На третьем этапе производилась оценка психометрических показателей опросника; исследовалась надежность как внутренняя согласованность, факторная структура (эксплораторного и конфирматорного типов), анализ внутренних связей между шкалами опросника и конструктная валидность.
Результаты исследования Эксплораторный факторный анализ Так как теоретическая структура опросника предполагает измерение трех стилей идентичности и одной
шкалы приверженности, исследование факторной структуры (как эксплораторной, так и конфирматор-ной) производилось раздельно (методологические основания описаны здесь: [1; 7; 13]). Далее мы будем называть исследование шкал стилей идентичности трехфакторным решением, а исследование шкалы приверженности - монофакторным.
Первым шагом при исследовании факторной структуры является проверка матрицы на факторизуемость. Результаты применения теста сферичности Бартлетта и метода Кайзера-Майера-Олкина, представленные в таблице 1, показали приемлемые результаты. Все расчеты производились в программе R Statistics. Расчет указанных показателей производился посредством библиотек {psych} [10] и {rela} [6], соответственно.
Таблица 1
Исходная четвертая версия опросника: тест сферичности Бартлетта и метод Кайзера-Майера-Олкина
Критерий Значение показателя «идеальной»модели Трехфакторное решение Монофакторное решение
ISI3 ISI4.1 ISI4.2 ISI3 ISI4
Тест сферичности Бартлетта < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001
КМОа > 0,80 0,65 0,75 0,76 0,71 0,82
Примечание: показатель Кайзера-Майера-Олкина; 1814.1 - исходная четвертая версия опросника стилей идентичности; 1814.2 - модифицированная четвертая версия опросника после исключения пунктов на основе факторного анализа.
На втором шаге мы исследовали пункты опросника методом эксплораторного факторного анализа (метод главных компонент, косоугольное вращение для трехфакторного решения; метод главных компонент, варимакс вращение для монофакторного решения). Расчеты производились посредством библиотеки {psych} [10]. Общий принцип состоит в том, чтобы,
используя итеративный подход, постепенно исключить все пункты, которые имеют факторную нагрузку менее 0,30 или имеют нагрузку более чем на одну главную компоненту. Факторные нагрузки исходной версии представлены в таблице 2 для трехфакторного решения и в таблице 3 для монофакторного решения.
Таблица 2
Матрица факторных нагрузок трехфакторного решения для исходной четвертой версии опросника
(1814.1)
№ вопр. Компонента 1 Компонента 2 Компонента 3
(диффузный стиль) (информационный стиль) (нормативный стиль) Комментарий
2 0,32 -
3 0,54 -
4 0,35 0,39 Нагрузки на два фактора.
5 0,54
7 Низкие нагрузки на все факторы.
9 0,61
11 0,33
13 0,51
14 0,34
17 0,55
18 0,66
19 0,66
20 0,61
21 0,61
22 0,69
23 Низкие нагрузки на все факторы.
24 0,50
Продолжение таблицы 2
25 0,55
26 0,41
27 0,53
28 0,50
29 0,64
30 0,62
32 Низкие нагрузки на все факторы
В то время как из таблицы 3 видно, что для монофакторного решения все пункты дают нагрузки выше 0,3, таблица 2 показывает, что три пункта опросника трехфакторного решения дают крайне низкие факторные нагрузки. Мы исключили их из дальнейшего анализа и финальной версии опросника, а после повторного применения метода эксплораторного факторного анализа было обнаружено еще два неудовлетворительных пункта, которые также были исключены из дальнейшего анализа.
Таким образом, будут описаны психометрические показатели трехфакторного решения модифицированной исходной четвертой версии опросника, состоящей из 17 пунктов (6 относятся к шкале информационного стиля идентичности, 4 - к шкале нормативного стиля идентичности, 7 - к шкале диффузного стиля идентичности). Шкала приверженности остается в исходном виде и состоит из 8 пунктов. В итоге, общее количество пунктов опросника составило 25 против 32 в исходной четвертой версии.
Как показано в таблице 1, матрица данных моди-цифированной версии показывает приемлемые результаты для возможностей факторизации. Финальная матрица факторных нагрузок представлена в таблице 4.
Таблица 3
Матрица факторных нагрузок монофакторного решения для исходной четвертой версии опросника (1814.1)
№ Компонента 1
вопр. (шкала приверженности)
1 0,56
6 0,71
8 0,59
10 0,58
12 0,59
15 0,73
16 0,72
31 0,34
Матрица факторных нагрузок трехфакторного решения для модифицированной четвертой версии опросника (1814.2)
Таблица 4
№ вопроса Компонента 1 Компонента 2 Компонента 3
(диффузный стиль) (информационный стиль) (нормативный стиль)
3 0,54
5 0,54
9 0,60
13 0,46
17 0,55
18 0,67
19 0,70
20 0,63
21 0,70
22 0,68
24 0,53
25 0,62
26 0,44
27 0,49
28 0,47
29 0,60
30 0,67
Надежность как внутренняя согласованность Данные о надежности как внутренней согласованности представлены в таблице 5. Из нее видно, что коэффициенты а Кронбаха оказываются высокими и колеблются в пределах от 0,66 (шкала нормативного стиля идентичности) до 0,83 (шкала приверженности).
Обсуждаемая версия опросника не только имеет надежность как внутреннюю согласованность лучшую, по сравнению с русскоязычной третьей версией, но и по сравнению с оригинальной третьей версией М. Берзонски [4]. Тест двух половин Гуттмана и анализ максимизированной ковариации двух переменных
опросника также выглядят убедительными: первый тичности) до 0,80 (шкала приверженности). Расчеты колеблется в пределах от 0,58 (шкала нормативного показателей производились с помощью библиотеки стиля идентичности) до 0,83 (шкала приверженности), {psych} [10]. а второй - от 0,50 (шкала нормативного стиля иден-
Таблица 5
Сравнение показателей надежности как внутренней согласованности третьей русскоязычной и оригинальной версией с четвертой исходной и модифицированной версиями
Шкала опросника Lambda 3 Lambda 4 Lambda 5
стиля идентично- ISI3 [Berzonsky, ISI4.1 ISI4.2 ISI3 ISI4.2 ISI3 ISI4.2
сти 1997]
Информационный 0,65 0,70 0,72 0,77 0,70 0,75 0,64 0,70
стиль идентичности
Нормативный стиль 0,62 0,64 0,50 0,66 0,68 0,58 0,64 0,50
идентичности
Диффузный стиль 0,62 0,76 0,75 0,78 0,60 0,76 0,62 0,75
идентичности
Шкала привержен- 0,67 0,71 0,82 0,83 0,64 0,83 0,69 0,80
ности
Примечание: Lambda 3 - коэффициент альфа Кронбаха, Lambda 4 - максимизированная корреляция между двумя половинами шкалы (maximized split-half correlation), Lambda 5 - максимальная ковариация двух переменных шкалы (maximized covariance between two variables); ISI3 - третья версия опросника стилей идентичности Берзонски М. [1]; ISI4.1 - исходная четвертая версия опросника стилей идентичности; ISI4.2 - модифицированная четвертая версия опросника после исключения пунктов на основе экплораторного факторного анализа.
Конфирматорный факторный анализ Данный анализ проводился отдельно для трех- и монофакторного решения. Результаты представлены в таблице 6. Результаты показывают худшие показатели
относительно третьей версии, но выглядят приемлемыми, особенно для трехфакторного решения. Модель проверялась с помощью библиотеки {lavaan} [11].
Таблица 6
Результаты конфирматорного факторного анализа монофакторного и трехфакторного решения (модифицированная версия)
Критерий Показатели Показатели Показатели
оценки модели «идеальной» модели трехфакторного решения монофакторного решения
ISI3 ISI4 ISI3 ISI4
chi-sq/df < 2:1 1,74 4,47 1,34 9,22
p-value 1,00 0,00 0 0,244 0
CFI > 0,90 0,852 0,77 0,992 0,84
TLI > 0,90 0,822 0,74 0,983 0,78
GFI > 0,09 0,927 0,82 0,989 0,90
RMSEA < 0,08 0,055 0,09 0,038 0,14
SRMR < 0,08 0,067 0,077 0,030 0,07
Примечание: chi-sq - показатель х2; df - степени свободы (degrees of freedom); CFI - показатель сравнительного соответствия (Comparative Fit Index); TLI - показатель Такера-Льюиса (Tucker-Lewis Index); GFI -качество индекса пригодности (Goodness of Fit Index); RMSEA - среднеквадратичная ошибка оценки (Root Mean Square Error of Approximation); SRMR - стандартизированный корень среднеквадратичного остатка (Root Mean Square Residual and Standardized Root Mean Square Residual); ISI3 - третья версия опросника стилей идентичности Берзонски М.; ISI4 - четвертая модифицированная версия опросника после исключения пунктов на основе эксплораторного факторного анализа.
Конструктная валидность: связи внутри шкал опросника
С точки зрения теории, заложенной в опросник, должны фиксироваться внутренние связи между его шкалами. Отсюда вытекают соответствующие гипотезы, теоретическое обоснование которых подробно изложено в работе И. Смитса и его коллег [13]. Во-первых, мы предположили и подтвердили, что респонденты с информационным стилем идентичности будут иметь более высокие баллы по шкале приверженности, чем люди с диффузным стилем идентично-
сти ^ [247,02] = 8,55, р < 0,001). Во-вторых, подтвердилось предположение, что люди с нормативным стилем идентичности имеют более высокие баллы по шкале приверженности, чем люди с диффузным стилем идентичности (г [245,81] = 6,94, р < 0,001). В-третьих, удалось зафиксировать положительную корреляцию между шкалой информационного стиля идентичности и шкалой приверженности (г = 0,29, р < 0,001). В-четвертых, было показано, что имеется положительная корреляция между шкалой нормативного стиля идентичности и шкалой приверженности
(г = 0,15, р < 0,001). Наконец, зафиксировано наличие теоретически обоснованной корреляции между шкалой диффузного стиля идентичности и шкалой приверженности (г = -0,49, р < 0,001).
Таким образом, подчеркнем, что все предположения, выдвинутые относительно связей между шкалами опросника, подтвердились. Это прямо свидетельствует о том, что обсуждаемая версия опросника функционирует лучше, чем та, которая предлагалась ранее [1].
Конструктная валидность: внешние корреляты
Далее проверялись гипотезы относительно связей между шкалами опросника стилей идентичности и самоуважением респондентов, измеренным посредством опросника Розенберга (см. теоретическое обоснование в: [8; 7; 2].
Нам удалось подтвердить, что имеется положительная корреляция между баллами по шкале информационного стиля идентичности и баллами по шкале самооценки Розенберга (г = 0,11, р = 0,04). Также было показано, что имеется отрицательная корреляция между баллами по шкале диффузной идентичности и баллами по шкале самооценки Розенберга (г = -0,19, р < 0,001). Наконец, зафиксировано, что не имеется значимых различий в самооценке у людей с информационным и нормативным стилями идентичности (г [231] = 0,48, ш).
С другой стороны, гипотеза, что люди с информационным стилем идентичности имеют более высокую самооценку по сравнению с людьми с диффузным стилем идентичности, не прошла свою проверку (г [176,12] = 1,63, р = 0,10). Такой же результат был получен и при проверке предположения, что люди с нормативным стилем идентичности имеют более высокую самооценку по сравнению с людьми с диффузным стилем идентичности (г [173,85] = 1,23, ш). Таким образом, четвертая версия опросника дает примерно тот же уровень связей со шкалой самоуважения Розенберга, что и предыдущая третья версия.
Существует теоретическое обоснование связей шкал опросника стилей идентичности со шкалами Большой пятерки (см. теоретическое обоснование [2]). Мы выдвинули и эмпирически верифицировали 11 таких гипотез, из которых подтвердились только 6. Мы подтвердили следующие предположения:
1. Люди с нормативным стилем идентичности имеют более низкие баллы по шкале Открытости опыту, чем люди с диффузным стилем идентичности (г [197,76] = 2,15, р = 0,03).
2. Люди с диффузным стилем идентичности имеют низкие баллы по шкале Сознательности по сравнению с людьми с информационным стилем идентичности (г [186,2] = -7,70, р < 0,001).
3. Люди с диффузным стилем идентичности имеют низкие баллы по шкале Сознательности по сравнению с людьми с нормативным стилем идентичности (г [179,22] = -6,64, р < 0,001).
4. Баллы по шкале Эмоциональной нестабильности положительно коррелируют с баллами по шкале диффузного стиля идентичности (г = 0,14, р < 0,01).
5. Баллы по шкале Экстраверсии отрицательно с баллами по шкале диффузного стиля идентичности (г = -0,16, р < 0,01).
6. Имеется отрицательная корреляция между баллами по шкале Доброжелательности и баллами по шкале диффузного стиля идентичности (r = -0,23, p < 0,001).
Другие пять выдвинутых гипотез не прошли эмпирическую проверку:
1. Люди с нормативным стилем идентичности имеют более низкие баллы по шкале Открытости опыту, чем люди с информационным стилем идентичности (t [225,87] = 0,70, ns).
2. Люди с информационным стилем идентичности имеют высокие баллы по шкале Экстраверсии по сравнению с людьми с нормативным стилем идентичности (t [230,96] = -0,70, ns).
3. Люди с информационным стилем идентичности имеют высокие баллы по шкале Экстраверсии по сравнению с людьми с диффузным стилем идентичности (t [191,36] = 1,82, p = 0,07).
4. Баллы по шкале Эмоциональной нестабильности отрицательно коррелируют с баллами по шкале информационного стиля идентичности (r = 0,01, ns).
5. Баллы по шкале Экстраверсии положительно коррелируют с баллами по шкале информационного стиля идентичности (r = -0,04, ns).
В результате, мы можем говорить о том, что опросник четвертой версии (текущая) дает тот же уровень связей со шкалами Большой пятерки, что и русскоязычная третья версия опросника [1].
Наконец, в некоторых работах обсуждается связь между шкалами опросника стилей идентичности М. Берзонски и Уровнем субъективного контроля (см. например, [8]). Все три выдвинутые нами гипотезы прошли успешную эмпирическую проверку. Во-первых, мы сумели показать, что, действительно, имеется положительная корреляция между баллами по шкале информационного стиля идентичности и баллами по опроснику УСК (r = 0,17, p < 0,001). Во-вторых, подтвердилось наличие отрицательной корреляции между баллами по шкале нормативного стиля идентичности и баллами по опроснику УСК (r = 0,11, p = 0,05). В-третьих, эмпирически корректным оказалось суждение, что имеется отрицательная корреляция между баллами по шкале диффузного стиля идентичности и баллами по опроснику УСК (r = -0,39, p < 0,001). Таким образом, мы можем констатировать, что опросник четвертой версии дает значительно лучшие связи с методикой УСК, чем опросник третьей версии.
Выводы и перспективы
Подводя итог, мы можем сказать, что в целом при исследовании конструктной валидности было проверено 24 гипотезы, 16 из которых подтвердились. В сравнении с третьей версией мы считаем четвертую версию опросника более валидной конструктно. Причина состоит в том, что хотя, по сути, уровень связей с опросником Большая пятерка и шкалой Розенберга остался прежним, в значительной степени стали лучше внутренние связи между шкалами опросника, а также внешние связи между шкалами опросника и опросником уровня субъективного контроля. Кроме того, удалось значительно увеличить надежность как внутреннюю согласованность. Напомним далее, что в финальную версию опросника вошли 25 пунктов -против 20 пунктов третьей русскоязычной версии.
Однако можно говорить и о перспективах в дальнейшей проверке различных показателей опросника четвертой версии. Так, не исследованными являются конвергентная валидность, которую необходимо устанавливать в связи с результатами полуструктурированного интервью по Дж. Марсиа. Исследование ре-тестовой надежности также требует отдельного исследования, не говоря уже о перспективах в доработке опросника не только с позиции изучения отдельных психометрических показателей, но и с содержательных позиций. Дело в том, что опросник стилей идентичности М. Берзонски хоть и является хорошим инструментом для количественных исследований, на уровне индивидуальном его интерпретация нередко оказывается достаточно затруднительна. Специалисты, описывающие результаты заполнения опросника стилей идентичности, сталкиваются с ситуациями, когда респондент имеет одновременно высокие баллы по нескольким шкалам (например, и по шкале инфор-
мационного стиля, и по шкале диффузного стиля идентичности). Фактически, эти случаи невозможно содержательно интерпретировать, так как с теоретических позиций подхода М. Берзонски некоторые стили являются взаимоисключающими.
Эта проблема интерпретации, возможно, связана с недоработкой опросника в целом: одним из косвенных свидетельств тому является недавняя публикация М. Берзонски результатов оценки психометрических показателей последней, уже пятой, версии опросника [5]. С нашей точки зрения, существуют определенные перспективы в плане преобразования методики в другой формат. Представляется, что было бы интересно сформировать такой опросник стилей идентичности, который бы каждый своим вопросом вынуждал респондента делать выбор в пользу только одной из шкал, что значительно снизило бы парадоксальные результаты и тем самым упростило бы интерпретацию в целом.
Литература
1. Белинская Е. П., Бронин И. Д. Адаптация русскоязычной версии опросника стилей идентичности М. Берзонски // Психологические исследования. 2014. Т. 7. № 34. С. 12. Режим доступа: http://psystudy.ru/index.php/-num/2014v7n34/964-belinskaya3 4.html
2. Adams G. R. The Objective Measure of Ego Identity Status: A Reference Manual. 1998. Режим доступа: http://www.uoguelph.ca/~gadams/OMEIS_manual
3. Berzonsky M. Identity Style Inventory (ISI-3): Revised Version. Unpublished Measure, 1992, Department of Psychology, State University of New York, Cortland, NY.
4. Berzonsky M. Reliability Data for the Identity Style Inventory. State University of New York at Cortland, 1997. Режим доступа: http://w3.fiu.edu/srif/ArchivedPagesJK/Berzonsky/BerzonskyISI3 .rtf
5. Berzonsky M., Soenens B., Luyckx K., Smits I., Papini D., Goossens L. Development and Validation of the Revised Identity Style Inventory (ISI-5): Factor Structure, Reliability, and Validity. Psychological Assessment. 2013. Vol. 25. Issue 3. P. 893 - 904.
6. Chajewski M. rela: Scale Item Analysis. R package version 4.1.
7. Crocetti E., Rubini M., Berzonsky M., Meeus W. Brief Report: The Identity Style Inventory - Validation in Italian Adolescence and College Students. Journal of Adolescence. 2009. 32(1). Р. 425 - 443.
8. Kroger J., Marcia J. The Identity Statuses: Origins, Meanings, and Interpretation. In: S. J. Schwartz, K. Luyckx, V. L. Vignoles (Eds.). Identity Theory and Research. NY: Springer, 2010. P. 31 - 54.
9. Parker J. R. Influences of Openness and Identity Style on Orientations to Religious Belief: A Proposed Integrative Model. Master's Thesis and Doctoral Dissertation. 2011. 337 р. Режим доступа: http://commons.emich.edu/cgi/-viewcontent.cgi?article=1337&context=theses
10. Revelle W. psych: Procedures for Personality and Psychological Research, Northwestern University, Evanston, Illinois, USA. Режим доступа: http://CRAN.R-project.org/package=psych, version 1.5.4.
11. Rosseel Y. lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical Software. 2012. Vol. 48. Issue 2. P. 1 - 36. Режим доступа: http://www.jstatsoft.org/v48/i02/
12. Schwartz S. J., Mullis R. L., Waterman A. S., Dunham R. M. Ego Identity Status, Identity Status, and Personal Expressiveness: An Empirical Research of Three Convergent Constructs. Journal of Adolescent Research. 2000. Vol. 15. № 4. P. 504 - 521.
13. Smits I., Soenens B., Berzonsky M. D., Luyckx K., Goossens L., Bosma H. The Identity Style Inventory -Version 4: A Cross-National Study in Scale Development and Validation. In: Smits I. Identity Style in Adolescents: Measurement and Associations with Perceived Parenting, Personal Well-Being, and Interpersonal Functioning. 2009. P. 57 - 105.
Информация об авторе:
Бронин Игорь Дмитриевич - аспирант лаборатории психологии подростка Психологического института Российской академии образования, Москва, idbronin@gmail.com.
Igor D. Bronin - Ph. D. Student Psychological Institute, Russian Academy of Education, Moscow, Russia.
(Научный руководитель: Белинская Елена Павловна - доктор психологических наук, профессор кафедры социальной психологии, факультета психологии Московского государственного университета им. М. В. Ломоносова, ведущий научный сотрудник лаборатории психологии подростка Психологического института, Москва, Россия, Elena_belinskaya@list.ru.
Research advisor: Elena P. Belinskaya - Doctor of Psychology, Professor Department of Social Psychology, Faculty of Psychology, Lomonosov Moscow State University, Moscow, Russia).
Статья поступила в редколлегию 26.06.2015 г.
