Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир

Григорьев Дмитрий Сергеевич

Оригинальная статья / Original Article

УДК 316.642.3, 316.643.2, 303.224.74 doi: 10.11621/npj.2017.0403

Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир

Д.С.Григорьев

Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики», Москва, Россия

Поступила 11 февраля 2017/ Принята к публикации: 23 сентября 2017

Development of a short version of the dual process model scales: right-wing authoritarianism, social dominance orientation, dangerous and competitive worldviews

Dmitry S. Grigoryev

National Research University Higher School of Economics, Moscow, Russian Federation.

Received February 11, 2017 / Accepted for publication: September 23, 2017

Цель. В статье описывается процесс разработки короткой версии шкал из методики Дж. Даккита, которая позволяет комплексно подойти к проблеме изучения психологии авторитаризма.

Актуальность (контекст) тематики статьи. В отличие от зарубежной социальной психологии, в России это исследовательское направление так и не получило широкого распространения. К большому сожалению, на сегодняшний день существуют лишь единичные исследования, которые, хотя и продвигают нас в понимании обозначенной проблематики, скорее ставят больше вопросов, нежели дают ответов. Отчасти это можно объяснить отсутствием соответствующего доступного, надежного и валидного инструментария на русском языке. Для изучения авторитаризма методика Дж. Даккита, широко применяемая зарубежными коллегами, предлагает набор шкал, направленных на измерение: авторитаризма правого толка, который отражает мотивацию и установки на поддержание социальной сплоченности, порядка, стабильности и коллективной безопасности; ориентации на социальное доминирование, которая отражает мотивацию и установки на поддержание группового доминирования и превосходства; веры в опасный мир, отражающей представления о социальном мире как об опасном и угрожающем; веры в конкурентный мир, отражающей представления о социальном мире как о конкурентном и ожесточенном. Описание хода исследования. Данные для анализа были собраны в результате опроса 241 человека, преимущественно жителей Москвы (Центральный федеральный округ) и Ульяновска (Приволжский федеральный округ). С помощью конфирматорного факторного анализа были протестированы четыре модели, содержащие различные конфигурации факторов короткой версии шкал.

Результаты исследования. Протестированные модели показали приемлемые показатели надежности и валидности, однако наилучшее соответствие данным показала модель, где все субфакторы рассматривались как отдельные конструкты.

Выводы. В результате проведенного исследования была составлена короткая версия шкал Дж. Даккита, которые, несмотря на некоторые проблемы, по совокупности показателей, можно считать надежным и валидным инструментом исследования психологии авторитаризма в России. Ключевые слова: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный мир, вера в конкурентный мир, аттитюды, социальные верования.

Objective. The article describes a short version of the dual process model scales by J. Duckitt that allow elaborating on an integrated exploratory approach for the assessment of authoritarianism.

Background. This area of research is not widespread in Russia in contrast to foreign social psychology. Unfortunately, there are only a few studies in Russia that advance our understanding of the indicated problems, and these few studies likely put more questions than give answers. It can be partly explained by the lack of appropriate available, reliable and valid measures in Russian. Dual process model for the study of authoritarianism offers the scales designed to measure: (1) right-wing authoritarianism that reflects the motivation and attitudes to maintain and preservation of the social cohesion, order, stability, and collective security; (2) social dominance orientation that reflects the motivation and attitudes to maintain and preservation of the dominance and superiority; (3) dangerous worldview that reflects views of the social world as the dangerous and threatening; and (4) competitive worldview that reflects views of the social world as the competitive and ferocious. Design. The data for the analysis were collected in the survey of 241 participants, mostly residents of Moscow (Central Federal District), Russia, and Ulyanovsk (Volga Federal District), Russia. Using confirmatory factor analysis the four measurement models containing the different number of dimensions of the short version of the dual process model scales were tested. Also, cross-validation was performed (N = 576).

Results. The tested measurement models had acceptable reliability and validity indices. However, the best fit was shown by the model with multidimensional structure in which all the subfactors were as separate constructs.

Conclusion. The short version of scales was successfully compiled, the measures can be considered a reliable and valid measure to study of authoritarianism in Russia. Keywords: right-wing authoritarianism, social dominance orientation, dangerous worldview, competitive worldview, attitudes, social worldviews.

30

Для ¡цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. Со1: 10.11621/пр|2017.0403

роблема изучения психологии авторитаризма в России периодически поднималась исследователями (Абалакина, Агеев, МакФарланд, 1990; МсБагкп^ Ageyev, АЬа1аЫт-Раар, 1992; МсБагкп^ Ageyev, Djmtcharadze, 1996; Дьяконова, Юртайкин, 2000; Григорьева, 2012; Гулевич, Аникеенок, Без-менова, 2014; Григорьев, 2017), однако

пальца», необходимо иметь по 5-10 наблюдений на оцениваемый в модели параметр, хотя и было показано, что это не всегда оправдано (Wolf et. al., 2013). Немаловажным является и тот факт, что опросники, состоящие из коротких шкал, охотнее заполняются респондентами, т.к. это требует меньше усилий и времени. Поэтому, особенно в последнее время,

Современные требования к шкалам зачастую включают в себя не только необходимость обеспечения надежных и валидных измерений, но и краткость как длины формулировок пунктов вопросов, так и их количества

широкого распространения эта тематика в отечественной психологии так и не получила. Отчасти это можно объяснить отсутствием соответствующего доступного инструментария на русском языке. Например, на сегодняшний день для исследователей доступны лишь два варианта адаптации шкалы авторитаризма правого толка, проведенной С. Мак-Фарландом и его коллегами (McFarland, Ageyev, Abalakina-Paap, 1992) и Н.А. Дьяконовой (Дьяконова, Юртайкин, 2000). Также проведена адаптация шкалы веры в опасный и конкурентный мир, которая является важной частью инструментария для исследования авторитаризма (Гулевич, Аникеенок, Безменова, 2014).

Современные требования к шкалам зачастую включают в себя не только необходимость обеспечения надежных и валидных измерений, но и краткость как длины формулировок пунктов вопросов, так и их количества. Количество пунктов особенно критично в случае применения комплексных статистических методов анализа данных, таких как моделирование структурных уравнений, при использовании которого рецензенты ведущих журналов достаточно требовательны к размеру выборки. Например, согласно популярному т.н. «правилу большого

разработка коротких версий шкал является важный задачей исследователей всего мира. Разнообразные короткие версии шкал авторитаризма правого толка также активно разрабатываются (см. напр. Beierlein et al., 2014; Aichholzer, Zeglovits, 2015).

Настоящее исследование посвещено разработке короткой версии шкал из методики Дж. Даккита (авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир), которая позволяет комплексно подойти к проблеме изучения психологии авторитаризма. В данной работе, опираясь на опыт предыдущих исследований (Funke, 2005; van Hiel et al., 2007; Mavor, Louis, Sibley, 2010; Duckitt, Bizumic, 2013), было рассмотрено несколько вариантов измерительной модели, содержащей различное количество факторов и субфакторов.

Двухкомпонентная модель Дж. Даккита

На сегодняшний день в социальной психологии многими исследователями активно поддерживается и развивается комплексный подход к изучению автори-

Дмитрий Сергеевич Григорьев -

младший научный сотрудник Международной

научно-учебной лаборатории социокультурных

исследований Экспертного института Национального

исследовательского университета

«Высшая школа экономики»

E-mail: [email protected]

Web: https://www.hse.ru/staff/dgrigoryev

таризма, сформулированный Дж. Дакки-том в рамках двухкомпонентной модели (dual process model) (Duckitt, 2001).

Двухкомпонентная модель Дж. Дакки-та содержит два относительно независимых мотивационных измерения, отражающих установки на поддержание:

1) социальной сплоченности, порядка, стабильности и коллективной безопасности («авторитаризм правого толка»);

2) группового доминирования и превосходства («ориентация на социальное доминирование»).

Поддержание этих мотивационных целей, по мнению автора, зависит от представлений о социальном мире как об (1) опасном и угрожающем («вера в опасный мир»), и как об (2) конкурентном и ожесточенном («вера в конкурентный мир»). Эти представления являются результатом личностных различий, обусловленных индивидуальным опытом социализации и воздействием определенной социальной среды (см. таблицу 1) (Duckitt, 2001; Sibley, Duckitt, 2013; Perry, Sibley, Duckitt, 2013). Сами эти представления можно рассматривать как согласованные социальные верования, содержащие относительно устойчивые интерпретации или представления о социальном мире и людях в нем (Ross, 1993).

Согласно мета-анализу 46-ти исследований (Perry, Sibley, Duckitt, 2013) вера в опасный мир надежно предсказывает авторитаризм правого толка, а вера в конкурентный мир - ориентацию на социальное доминирование, данный вид отношений носит причинно-следственный характер (Satherley, Sibley, 2016). Другими словами, вера в то, что мир полон опасности, и ценности и образ жизни порядочных людей находятся под угрозой, является одной из причин авторитаризма правого толка, а вера в то, что мир - это «конкурентные джунгли», место борьбы за власть и ресурсы, где «человек человеку волк», является одной из причин ориентации на социальное доминирование. В свою очередь, многочисленные исследования в течение последних нескольких десятилетий показали, что авторитаризм правого толка и ориентация на социальное доминирование являются мощными предикторами обобщенных предубеждений и этноцентризма (Sibley, Duckitt, 2013). Также предпо-

Дляцитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

Национальный психологический журнал № 4(28) 2017 [ Экспериментальная психология ]

National Psychological Journal 2017, no. 4

http://npsyj.ru

Табл. 1. Два набора психологических аспектов, лежащих в основе предубеждений и этноцентризма, с причинно-следственной связью (слева направо) (см. оригинал РисШ, 2001)__

Социализация Личность Социальный мир Мотивационные цели Идеологические установки

Карательная и строгая / толерантная Конформная / Автономная Опасный и угрожающий / Безопасный Социальный контроль / Личная свобода Авторитаризм и консерватизм / Автономия и открытость

Отчужденная / Любящая Расчетливая и циничная / Сентиментальная и сострадающая Конкурентный / Сотрудничающий Превосходство и доминирование / Альтруистическая забота Социальное доминирование / Эгалитарный гуманизм

Table 1. Two sets of psychological aspects that underlie prejudices and ethnocentrism, with a cause-effect relationship from left to right (Duckitt, 2001)

Social Adjustment Personality Social Environment Motivation Goals Ideological Guidelines

Punitive and strict / tolerant Conforma! / Autonomous Dangerous and Threatening / Safe Social control / Personal freedom Authoritarianism and Conservatism / Autonomy and Openness

Alienated / Upendo Calculating and cynica! / Sentimental and compassionate Competitive / Collaborative Excellence and domination / Altruistic care Social dominance / egalitarian humanism

Личность:

социальная конформность (низкая открытость опыту, высокая добросовестность)

Personality:

social conformity

(low Openness, high Consciousness)

Социальный / групповой контекст:

Опасность / угроза Social / group context:

Danger/threat

Социальный / групповой контекст:

Дефицит ресурсов / неравенство и конкуренция

Social / group context:

resource scarcity / inequality and competition

Личность:

Расчетливость

(низкая доброжелательность)

Personality:

tough-mindedness (low Agreeableness)

Вера в опасный мир

Worldview: Dangerous world beliefs

Вера в

конкурентный мир

Worldview: Competitive world beliefs

Авторитаризм правого толка

RWA

Ориентация на

социальное

доминирование

SDO

Конкуренция за превосходство над | соответствующей группой / власть I Competitiveness over relative group I superiority / power_I

Легитимация мифов, связанных с внутригрупповой сплоченностью и поддержанием коллективной безопасности Групповая стратификация на базе морального и ценностного сходства Предрассудки по отношению к девиантным и и опасным группам и людям Поддержка лидеров и политики, поощряющих безопасность, законность, порядок и соблюдение (часто религиозных) традиций

Legitimizing myths relating to ingroup-cohesion and collective security maintenance

Group stratification: moral and value-similarity based

Prejudice toward deviant and dangerous groups and peoples

Supportive of leaders and policies promoting safety, law, order and normative

(often religious) tradition

JL

Обобщенные предрассудки / Обобщенный консерватизм Generalized prejudice / Generalized conservatism

Легитимация мифов, связанных с групповой иерархией и поддержанием социального статуса

Групповая стратификация на базе статуса, полномочий и власти Предрассудки по отношению к протестующим, обделенным и конкурентным группам и людям

Поддержка лидеров и политики, поощряющих дерегуляцию, свободный рынок и выступающих против позитивной дискриминации

Legitimizing myths relating to group-based hierarchy and status maintenance Group stratification: competence, status and power-based Prejudice toward dissident, disadvantaged and competing group and peoples Supportive of leaders and policies promoting deregulation, free-market capitalism, and anti-affirmative action

Рис. 1. Двухкомпонентная модель Дж. Даккита Figure 1. Duckitt two-component model

лагается, что ориентация на социальное доминирование, прежде всего, связана с экономическими, а авторитаризм правого толка - с социальными аспектами консерватизма (Perry, Sibley, 2013).

Двухкомпонентная модель Дж. Даккита хорошо объясняет межгрупповую угрозу, неравенство и конкуренцию, которые и определяют межгрупповые предубеждения, именно эти факторы активизируют и направляют мотивационные цели, выраженные в авторитаризме правого толка и ориентации на социальное доминирование (Duckitt, Sibley, 2010).

Учитывая неразрешимый и, казалось бы, фундаментальный характер совре-

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

менных идеологических споров, исследователи из области социальных наук все чаще ищут более глубокие психологические корни различных политических взглядов людей, подчеркивая, что идеологическая близость или разногласия не являются психологически случайными даже среди тех, кто слабо разбирается в политике. Наиболее общими психологическими основами (т.н. «преполитиче-ские психологические переменные», отражающие предрасположенность людей к принятию определенных явных идеологических предпочтений) левых и правых политических взглядов являются два взаимосвязанных аспекта: (1) эгалита-

ризм и антиэгалитаризм; (2) открытость и сопротивление изменениям, которые также хорошо объясняются компонентами модели Дж. Даккита (Federico, Hunt, Ergun, 2009).

Двухкомпонентная модель Дж. Даккита, схематически изображенная авторами (см. Duckitt, Sibley, 2016), отражена на рисунке 1.

Авторитаризм правого толка

Согласно Дж. Даккиту и К. Сибли, изначально считалось, что социально-политические установки имеют одномер-

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

ную структуру (F-шкала, разработанная Т. Адорно и его коллегами в рамках теории авторитарной личности) (Duckitt, Sibley, 2010), однако последующие эмпирические исследования показали, что они имеют как минимум два относительно самостоятельных компонента. Данные компоненты носили в разное время разные названия. Тем не менее, при этом первый отражал авторитарность, традиционализм или социальный консерватизм на одном полюсе и открытость, автономию, либерализм или личную свободу - на другом. Второй же компонент отражал экономический консерватизм, власть, иерархию, неравенство на одном полюсе и эгалитаризм, гуманизм, социальное обеспечение, заботу - на другом. В дальнейшем Б. Ал-темейером (Altemeyer, 1981) была составлена шкала авторитаризма правого толка, которая содержала три из девяти оригинальных кластеров F-шкалы: авторитарное подчинение (некритическое подчинение и принятие установленной внутригрупповой власти), авторитарную агрессию (общая агрессивность, направленная на инакомыслящих, нарушителей социальных норм и аутгруппы) и конвенционализм (строгое соблюдение традиций, устоявшихся ценностей и норм) (Hodson, Dhont, 2015).

Ориентация на социальное доминирование

Ф. Пратто с коллегами (Pratto, Sidanius, Stallworth, Malle, 1994), в рамках теории социального доминирования, была предложена шкала ориентации на социальное доминирование, охватывающая еще три кластера F-шкалы: деструктивность и цинизм, власть и доминантность, ан-тиинтроцепцию (Duckitt, Sibley, 2010). С момента своего появления два десятилетия назад конструкт «ориентация на социальное доминирование» оказался одним из самых универсальных и полезных для понимания социально-политических идеологий, психологии предубеждений и межгруппового поведения в социальной психологии (Ho et al., 2012). Теория социального доминирования выделяется в качестве основной альтернативы теории социальной идентичности и как средство для объяснения наблюдаемых

закономерностей в межгрупповом поведении и верованиях, связанных с иерархическими структурами в разных культурах (Huddy, 2004). Однако, хотя сильная прогностическая валидность ориентации на социальное доминирование и была доказана, тем не менее, этот кострукт не в состоянии охватить все аспекты общественной жизни и полностью не заменяет объяснительный потенциал других конструктов, например, индивидуальных ценностей, социальных аксиом и верований (Хи§Ш1, Ако|1и, 2014). Существуют также некоторые вопросы и споры касательно ориентации на социальное доминирование. Например, одномерный это или двухмерный конструкт (доминирование и антиэгалитаризм), актуален ли он для современных межгрупповых отношений, направлен ли он на групповую иерархию вообще или же только на предпочтение доминирования ингруппы (тогда, чем это отличается от ингруппо-вого фаворитизма)? (Но et а1., 2015).

Природа авторитаризма и его связь с другими ключевыми конструктами

Первое время считалось, что авторитаризм правого толка и ориентация на социальное доминирования являются чертами личности, однако потом стало понятно, что это социально-политические или, по-другому, - идеологические установки (Duckitt, Wagner, du Plessis, Birum, 2002; Duckitt, Sibley, 2010). Тем не менее, по мнению Т. Петтигрю (Pettigrew, 2016), только потому, что ситуативные и социальные факторы влияют на авторитаризм, не означает, что мы не можем рассматривать его как личностную черту, т.к. другие черты личности также подвержены социальному влиянию. Эти позиции не является взаимоисключающими. Так, авторитаризм может изначально представлять собой определенную личностную черту (интегрируя в себе: неуверенность, конформность и подчинение, ориентацию на силу, закрытость и устойчивость к новому опыту), которая впоследствии, как правило, приводит к соответствующим политическим установкам. Исследования близнецов показали значительный уровень наследуе-

мости авторитаризма, была обнаружена также сильная корреляция между уровнем авторитарности детей и их родителей (Pettigrew, 2016).

Тот факт, что негативное отношение к одним аутгруппам, по большей части, связано с негативным отношением и к другим аутгруппам (Duckitt, Sibley, 2007), продолжает мотивировать исследователей на поиск какого-то одного фактора, который бы это объяснял. Так, в недавнем исследовании на данных двух мета-анализов было показано, что авторитаризм правого толка и ориентацию на социальное доминирование можно рассматривать как два измерения одного конструкта - обобщенного авторитаризма (generalized authoritarianism) (Hodson, Maclnnis, Busseri, 2017). Таким образом, можно говорить о некотором возврате к идее F-шкалы Т. Адорно и его коллег, но уже на качественно ином уровне.

Важно отметить, что рассматриваемые идеологические установки связаны с другими ключевыми конструктами, определяющими мотивацию и установки личности, например с ценностными ориентациями. Так, ценностные блоки, выделенные Ш. Шварцем, ценности открытости к изменениям и сохранения воспроизводят два полюса для авторитаризма правого толка, а ценности самопреодоления и самовозвышения

- два полюса для ориентации на социальное доминирование (Duckitt, 2001; Feather, McKee, 2012; Ku?dil, Akoglu, 2014; Radkiewicz, 2016). Культурные измерения индивидуализм - коллективизм и низкая и высокая дистанция власти, предложенные Г. Хофстедом, также связаны с авторитаризмом правого толка и ориентацией на социальное доминирование (Duckitt, 2001). Согласно теории моральных оснований, можно выделить этику автономии - дихотомия моральных оснований: забота - причинение вреда, честность - обман и этику сообщества

- дихотомия моральных оснований: верность группе - предательство, уважение к авторитетам - подрыв устоев. Недавно проведенное исследование показало, что авторитаризм правого толка положительно связан с этикой сообщества и отрицательно с этикой автономии. А ориентация на социальное доминирование отрицательно связана только с этикой

Дляцитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

автономии (Radkiewicz, 2016). Обратим внимание на три основные ориентации в ситуациях межличностного взаимодействия:

1) кооперативную (или просоциальную), которая направлена на повышение собственных результатов и результатов другого человека, а также их равенство;

2) индивидуалистическую, которая стремится улучшить собственные результаты и в значительной степени безразлична к результатам другого человека;

3) конкурентная ориентация, которая направлена на повышение разницы между собственными результатами и результатами другого человека в свою пользу.

При этом ориентации в свою сторону (индивидуалистическая и конкурентная) положительно связаны с авторитаризмом правого толка и ориентацией на социальное доминирование (Chirumbolo, Leone, Desimoni, 2016).

Примечательно, что рассмотрение авторитарных установок может быть полезно не только в исследованиях межличностного взаимодействия и межгрупповых отношений, но и, например, в исследованиях отношения людей к животным, так было показано, что ориентация на социальное доминирование положительно связана с видовой дискриминацией (Dhont, Hodson, Leite, 2016).

Итак, после краткого введения в проблематику далее опишем процесс разработки короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир.

Метод

Выборка

Всего в ходе исследования в 2016 г. был опрошен 241 человек в возрасте от 17 до 79 лет (М = 36.3; SD =

^ V возраст ^ возраст

15.4). 49.5% выборки составляли женщины, 87.6% - русские, 54.5% - православ-

ные, 66.3% имели высшее образование. Данные были собраны в результате опроса преимущественно жителей Москвы (Центральный федеральный округ) -48.5% и Ульяновска (Приволжский федеральный округ) - 34.7%.

Инструменты

Социальные верования. Для их измерения использовалась 12 пунктовая версия шкала веры в опасный мир и 12 пун-ктовая шкала веры в конкурентный мир Дж. Даккита фисШ, 2001), переведенная и адаптированная на русский язык (Гуле-вич, Аникеенок, Безменова, 2014). Примеры вопросов: «Наш мир - опасное и непредсказуемое место, в котором ценности и образ жизни порядочных людей находятся под угрозой», «В нашем обществе появилось много жестоких и опасных людей, которые нападают на окружающих без видимых причин», «Поскольку большинство людей хотят вас обмануть, вы должны обмануть их первыми. Тогда у вас будет шанс добиться успеха», «Нужно быть холодным и мстительным, если это необходимо для достижения поставленной цели» и т.д. Ответы: 7 = «Полностью согласен», 1 = «Полностью не согласен».

Авторитаризм правого толка. Для его измерения использовались 14 пунктов из 30 пунктовой шкалы1 авторитаризма правого толка Б. Альтмейера (Метеуег, 1996), переведенной и адаптированной на русский язык Н.А. Дьяконовой (Дьяконова, Юртайкин, 2000). Примеры вопросов: «Самые скверные люди в нашей стране - это те, кто не уважает наш флаг, наших политиков и традиции», «Рост преступности, сексуальной распущенности и отсутствие общественного порядка ясно показывают, что нам следует быть гораздо жестче с нарушителями спокойствия, смутьянами и представителями девиантных групп, если мы хотим сохранить нашу мораль, закон и порядок» и т.д. Ответы: 9 = «Полностью согласен», 1 = «Полностью не согласен»;

Ориентация на социальное доминирование. Для ее измерения использовались 10 пунктов из 16 пунктовой шкалы2

(Ho et al., 2012), переведенной и адаптированной на русский язык с применением метода обратного перевода. Примеры вопросов: «Это несправедливо — стремиться сделать все группы равными», «Структура идеального общества требует того, чтобы некоторые группы имели высокий статус, а другие — низкий» и т.д. Ответы: 9 = «Полностью согласен», 1 = «Полностью не согласен».

Анализ данных

Для проверки факторной структуры использованных шкал был проведен конфирматорный факторный анализ сначала отдельно для каждой полной шкалы в виду ограничений, связанных с количеством оцениваемых параметров и размером выборки. В случае неудовлетворительных показателей модели в процессе установления соответствия моделей эмпирическим данным на первом шаге были удалены пункты шкалы с факторными нагрузками < .40, затем использовались индексы модификации. После получения удовлетворительных показателей индексов соответствия моделей данным для каждой короткой шкалы были отобраны пункты, в соответствии с теорией содержательно отражающие рассматриваемые конструкты и имеющие при этом самые высокие факторные нагрузки. Далее было оценено и сравнено несколько вариантов моделей, содержащих различное количество факторов и субфакторов, при необходимости использовались индексы модификации. Оценка всех моделей осуществлялась с использованием робастной статистики хи-квадрат Саторры-Бентлера (MLM). Для установления пригодности моделей использовались рекомендуемые критерии: CFI > .90, RMSEA < .08, SRMR < .08 (Kline, 2011; van de Schoot, Lugtig, Hox, 2012). Для сравнения вложенных моделей между собой использовалась разница в статистике хи-квадрат (Satorra, Bentler, 2001) и информационный критерий Акаике (AIC).

Далее были рассмотрены показатели надежности, конвергентной и дискри-минантной валидности шкал в каждой

Следуя за предположением, что для отражающих (reflective) латентных конструктов существует гипотетическая генеральная совокупность пунктов, измеряющих этот конструкт, а шкала - это выборка таких пунктов, то, например, в данном случае из 30 пунктовой шкалы случайным образом была сделана подвыборка из 14 пунктов.

См. предыдущее примечание.

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Табл. 2. Показатели индексов соответствия для полной версии шкал

Шкала Начальная модель Модифицированная модель Модификации модели

CFI RMSEA [90% CI] SRMR CFI RMSEA [90% CI] SRMR

RWA-F .739 .141 [.130, .153]* .11 .972 .070 [.046, .093] .05 Удаление пункта 4, 10, 11, 12, 14. Добавление ковариации между ошибками 1 и 3, 1 и 6, 8 и 9.

SDO-F .901 .110 [.094, .127]* .06 .970 .062 [.042, .081] .04 Добавление ковариации между ошибками 9 и 10.

DW-F .915 .072 [.056, .087]* .05 .954 .064 [.044, .084] .04 Удаление пункта 9 и 12. Добавление ковариации между ошибками 6 и 8.

CJW-F .874 .095 [.082, .109]* .07 .952 .064 [.047, .081] .05 Удаление пункта 2. Добавление ковариации между ошибками 4 и 11, 11 и 12, 1 и 4.

СЕ1 - сравнительный индекс соответствия Бентлера; НМЗЕА - корень среднеквадратической ошибки аппроксимации; 90% С1 - границы доверительного интервала для НМЗЕА; ЗНМН - стандартизированный корень среднеквадратического остатка. * — р < .05

Table 2. Compliance indices for the full version of the scales

Scale Initial Model Modified Model Model modification

CFI RMSEA [90% CI] SRMR CFI RMSEA [90% CI] SRMR

RWA-F .739 .141 [.130, .153]* .11 .972 .070 [.046, .093] .05 Clauses 4, 10, 11, 12, 14 are deleted Covariances between errors 1 and 3, 1 and 6, 8 and 9 are added

SDO-F .901 .110 [.094, .127]* .06 .970 .062 [.042, .081] .04 Covariance between errors 9 and 10 is added

DW-F .915 .072 [.056, .087]* .05 .954 .064 [.044, .084] .04 Clauses 9 and 12 are deleted Covariance between errors 6 and 8 is added

CJW-F .874 .095 [.082, .109]* .07 .952 .064 [.047, .081] .05 Clause 2 is deleted. Covariances between errors 4 and 11, 11 and 12, 1 and 4 are added

CFI - comparative Bentler compliance index; RMSEA -root mean square error of approximation; 90% CI - Confidence interval boundaries for RMSEA; SRMR -standardized root mean square residue. * — p < .05

модели. Был рассчитан коэффициент а-Кронбаха, коэффициент ш - показатель составной надежности р-Рейкова, показатель максимальной надежности (H), показатель средней извлеченной дисперсии (AVE), показатель максимальной разделенной дисперсии (MSV), показатель средней разделенной дисперсии (ASV), для проверки дискриминантной валидности дополнительно был проведен тест Фор-нелла-Ларкера. Показатели должны быть следующими: шкала надежна, если а > .70, хотя для коротких шкал будут приемлемы и меньшие значения (Nunnally, Bernstein, 1994), и ш > .70. Конвергентная валид-ность есть, если AVE > .50. Дискриминант-ная валидность есть, если MSV < AVE, ASV < AVE (Hair et. al., 2010), а также, если квадратный корень из средней извлеченной дисперсии (AVE) больше, чем коэф-

фициенты корреляции между конструктами (Fornell, Lacker, 1981). Однако AVE являются очень строгим критерием, поэтому, если AVE < .50 при удовлетворительном показателе составной надежности (ш), несмотря на то, что более 50% дисперсии объясняется ошибкой измерения, шкала может быть пригодна для дальнейшего анализа (Maholtra, Dash, 2010). Показатель максимальной надежности для всех шкал должен быть H > .80 (Hancock, Mueller, 2001).

На следующем шаге c помощью парного t-критерия Стьюдента были оценены различия в средних значениях между полной и сокращенной шкалой. Для оценки величины различий использовалась статистика размера эффекта d-Коэна для парного t-критерия Стьюдента. Наконец, используя корреляцион-

ный анализ Пирсона и регрессионный анализ, были рассмотрены связи между полными и сокращенными версиями шкал и оценена их критериальная (текущая) валидность. Данные виды анализа рассчитывались с применением процедуры статистического бутстрепа с использованием 2000 псевдовыборок.

Результаты

Результаты конфирматорного факторного анализа для каждой полной шкалы отражены в таблице 2.3

Начальные модели для всех полных шкал имели неудовлетворительные показатели индексов соответствия данным. После удаления пунктов с низкими факторными нагрузками и добавления ко-

3 Условные обозначения шкал в таблицах: RWA-F - полная шкала авторитаризма правого толка, ЯША^ - короткая шкала авторитаризма правого толка, ЯШАА - субшкала авторитарного подчинения, ЯША-АА - субшкала авторитарной агрессии, ЯША-С - субшкала конвенционализма, SDO-F - полная шкала ориентации на социальное доминирование, SDO-S - короткая шкала ориентации на социальное доминирование, SDO-D - субшкала доминирования, SDO-E - субшкала эгалитаризма (хотя по сути речь идет об антиэгалитаризме, здесь и далее будет сохранено название, данное разработчиками оригинальной шкалы), ВШ^- полная шкала веры в опасный мир, ВШ^ - короткая шкала веры в опасный мир, - полная шкала веры в конкурентный мир, С/Ш^ - короткая шкала веры в конкурентный мир.

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

http://npsyj.ru

вариаций между ошибками, добавление которых может быть содержательно объяснено, удалось получить удовлетворительные индексы соответствия для всех моделей. Далее были отобраны пункты каждой шкалы для составления их короткого варианта и последующего анализа. Анализ содержания проверяемых шкал позволяет говорить об их очевидной ва-лидности (face validity).

Модель 1 содержала структуру шкал, точно соответствующую теоретическим представлениям. Пункты шкалы RWA-S и SDO-S отражают факторы первого порядка (авторитарное подчинение, авторитарная агрессия, конвенционализм, доминирование и эгалитаризм, соответственно). В свою очередь факторы первого порядка отражают факторы второго порядка, (т.е. непосредственно авторитаризм правого толка и ориентацию на социальное доминирование). При оценке данной модели был обнаружен т.н. случай Хейвуда (Heywood case) для фактора второго порядка (ориентация на социальное доминирование), поэтому обе нагрузки к факторам первого порядка были оценены как равные. После этих изменений модель 1 идентифицировалась и имела удовлетворительные показатели индексов соответствия (здесь и далее см. таблицу 3).

Модель 2 содержала структуру шкал, которая, как правило, и используется в эмпирических исследованиях, а именно, в ней, в отличии от модели 1, отсутствует деление на субфакторы для авторитаризма правого толка и ориентации на социальное доминирование. Модель 2 требовала модификации, т.к. показывала неудовлетворительное соответствие данным. Исправить ситуацию помогло добавление ковариации между ошибками двух пунктов, направленных на измерение авторитарного подчинения, и двух пунктов, направленных на измерение конвенционализма. Сравнение модели 1 и модифицированной модели 2 (модель 2-М) по разнице в статистике хи-квадрат показало отсутствие значимой разницы между моделями, показатель AIC свидетельствовал в пользу модели 1, хотя и

Табл. 3. Показатели индексов соответствия для короткой версии шкал

Модели X2 (df) Diff. х2 (df) CFI RMSEA [90% CI] SRMR AIC

Модель 1 156.76(94)* .952 .057 [.042, .072] .069 13581

Модель 2 244.82(98)* 3.391(2)a .888 .086 [.074, .099]* .077 13679

Модель 2-М 160.17(96)* .951 .058 [.043, .072] .069 13582

Модель 3 126.14(83)* 31.231(11)*b .967 .051 [.033, .067] .050 13568

Модель 4 141.11(89)* 14.533(6)*c .960 .054 [.038, .069] .055 13575

X2 №) - статистика хи-квадрат и количество степеней свободы; X №) - разница в статистики хи-квадрат и степенях свободы; СП1 - сравнительный индекс соответствия Бентлера; НМЗЕЛ - корень среднеквадратической ошибки аппроксимации; 90% СI - границы доверительного интервала для НМЗЕЛ; SRMR - стандартизированный корень среднеквадратического остатка; А1С - информационный критерий Акаике.

* - р < .05; а - Модель 1 уз. Модель 2-М, Ь - Модель 1 уз. Модель 3, с - Модель 3 уз. Модель 4.

Table 3. Indicators of compliance indices for a short version of scales

Model X2 (df) Diff. x2 (df) CFI RMSEA [90% CI] SRMR AIC

Model 1 156.76(94)* .952 .057 [.042, .072] .069 13581

Model 2 244.82(98)* 3.391(2)a .888 .086 [.074, .099]* .077 13679

Model 2-М 160.17(96)* .951 .058 [.043, .072] .069 13582

Model 3 126.14(83)* 31.231(11)*b .967 .051 [.033, .067] .050 13568

Model 4 141.11(89)* 14.533(6)*c .960 .054 [.038, .069] .055 13575

X2 (df) -chi-square statistics and degrees of freedom; Diff. X (df) - difference in chi-square statistics and degrees of freedom; CFI - Bentler comparative fit index; RMSEA - root mean square error of approximation; 90% CI - Confidence interval for RMSEA; SRMR - standardized root mean square residue; AIC - Akaike information criterion.

* - p < .05; a - Model 1 vs. Model 2-M, b - Model I vs. Model 3, c - Model 3 vs. Model 4.

отличался всего на единицу. Факторные нагрузки обеих моделей отражены на рисунке 2.

Модель 3 содержала структуру шкал, которая измеряет все субфакторы как отдельные конструкты, имела удовлетворительные показатели индексов соответствия и значимо лучше подходила к данным, чем модель 1. Однако в модели 3 наблюдалась очень высокая связь между субфакторомами ориентации на социальное доминирование - доминирование и эгалитаризм (г = .93, р < .001), поэтому была составлена модель 4, рас-

сматривающая ориентацию на социальное доминирование как неделимый конструкт. Хотя модель 4 имела удовлетворительные показатели индексов соответствия, она, тем не менее, значимо хуже подходила к данным, чем модель 3. Таким образом, модель 3 лучше всех остальных оцениваемых моделей подходила к данным. Факторные нагрузки модели 3 и модели 4 отражены на рисунке 3.4

Показатели надежности, конвергентной и дискриминантной валидности шкал для оцененных моделей содержатся в таблице 4.5

4 Процедура кросс-валидизации данных моделей на выборке из 576 человек (Григорьев, 2017) демонстрирует стабильность показателей индексов соответствия данным показателей надежности, а также стабильность величины факторных нагрузок пунктов на соответствующий им латентный конструкт.

5 Показатели надежности, конвергентной и дискриминантной валидности шкал для модели 4 не были отдельно включены в таблицу, т.к. они практически полностью совпадают с моделью 2 для шкалы ориентации на социальное доминирование и моделью 3 для всех остальных шкал и

субшкал.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Рис. 2. Факторные нагрузки модели 1 и модели 2-М Figure 2. Factor loading in Model 1 and Model 2-M

Рис. 3. Факторные нагрузки модели 3 и модели 4 Figure 3. Factor loading in Model 3 and Model 4

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

37

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Табл. 4.Ко рреляц ии Пирсона, показатели на дежности и валидности

Шкала (Л <

< < и а LU

§ § § о о О о § § § О О

ОС ос ос (Л (Л о и ос (Л

Модель 1

Корреляции

DW .812

CJW .001 .716

RWA .425 .187 .768

SDO .085 .444 .129 .964

Надежность и валидность

а .824 .862 .673 .850 .759 .853 .750

w .825 .863 .687 .845 .770 .853 .758 .852 .964

H .825 .866 .701 .856 .776 .854 .774 .860 .980

AVE .702 .759 .528 .732 .627 .660 .512 .590 .930

MSV .181 .197 .181 .197

ASV .063 .077 .077 .074

Модель 2

Корреляции

DW .812

CJW .002 .716

RWA .386 .190 .656

SDO .087 .436 .118 .801

Надежность и валидность

а .853 .750 .819 .878

w .853 .758 .746 .877

H .854 .774 .884 .774

AVE .660 .716 .430 .641

MSV .149 .190 .149 .190

ASV .052 .125 .066 .116

Модель 3

Корреляции

RWA-AS .837

RWA-AA .673 .872

RWA-C .458 .541 .738

SDO-D .039 .136 -.306 .860

SDO-E .102 .031 -.206 .931 .782

DW .391 .359 .200 .043 .169 .812

CJW .035 .199 -.280 .476 .310 .003 .714

Надежность и валидность

а .824 .862 .673 .850 .759 .853 .750

w .824 .864 .698 .850 .759 .853 .757

H .829 .873 .733 .851 .760 .854 .776

AVE .700 .761 .545 .740 .612 .660 .510

MSV .453 .453 .293 .867 .867 .153 .227

ASV .138 .156 .126 .201 .174 .059 .074

Table 4. Pearson Correlation coefficient, reliability and validity indicators

Шкала RWA-AS RWA-AA RWA-C SDO-D SDO-E DW CJW RWA oas

Model 1

Correlations

DW .812

CJW .001 .716

RWA .425 .187 .768

SDO .085 .444 .129 .964

Reliability and validity

а .824 .862 .673 .850 .759 .853 .750

w .825 .863 .687 .845 .770 .853 .758 .852 .964

H .825 .866 .701 .856 .776 .854 .774 .860 .980

AVE .702 .759 .528 .732 .627 .660 .512 .590 .930

MSV .181 .197 .181 .197

ASV .063 .077 .077 .074

Model 2

Correlation

DW .812

CJW .002 .716

RWA .386 .190 .656

SDO .087 .436 .118 .801

Reliability and validity

а .853 .750 .819 .878

w .853 .758 .746 .877

H .854 .774 .884 .774

AVE .660 .716 .430 .641

MSV .149 .190 .149 .190

ASV .052 .125 .066 .116

Model 3

Correlation

RWA-AS .837

RWA-AA .673 .872

RWA-C .458 .541 .738

SDO-D .039 .136 -.306 .860

SDO-E .102 .031 -.206 .931 .782

DW .391 .359 .200 .043 .169 .812

CJW .035 .199 -.280 .476 .310 .003 .714

Reliability and validity

а .824 .862 .673 .850 .759 .853 .750

w .824 .864 .698 .850 .759 .853 .757

H .829 .873 .733 .851 .760 .854 .776

AVE .700 .761 .545 .740 .612 .660 .510

MSV .453 .453 .293 .867 .867 .153 .227

ASV .138 .156 .126 .201 .174 .059 .074

a - коэффициент надежности а-Кронбаха, ш - показатель составной надежности р-Рейкова, H - показатель максимальной надежности, AVE - показатель средней извлеченной дисперсии, MSV - показатель максимальной разделенной дисперсии, ASV - показатель средней разделенной дисперсии. Все коэффициенты корреляции < .20 по модулю - не значимые; по диагонали квадратный корень из AVE.

a - Cronbach's alpha, coefficient of reliability, u - integral reliability index, H - maximum reliability index, AVE - average variance extracted, MSV -maximum shared variance, ASV - average shared variance. All correlation coefficients <.20 module are not significant; on the diagonal square root of AVE.

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Основные проблемы с надежностью, хотя и не критические, наблюдались для субшкалы RWA-C в модели 3 и модели 4. Также некоторые шкалы в нескольких мо-

делях показали недостаточную максимальную надежность (Н). Серьезная проблема с дискриминантной валидностью наблюдалась у субшкал SDO-D и SDO-E в модели 3.

Средние значения для всех шкал и субшкал показаны в таблице 5.

Сравнение средних для полных и коротких шкал продемонстрировало ста-

ISSN 2079-6617 Print | 2309-9828 Online © Lomonosov Moscow State University, 2017 © Russian Psychological Society, 2017

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Табл. 5. Средние значения по полной и короткой версиями шкал

Шкала M (SD) Min.-Max. Skew. Kurt. t d

RWA-F 4.99 (2.08) 1-9 -.28 -.79 7.536*** .18

RWA-S 4.57 (2.02) 1-9 -.01 -.77

RWA-AS 3.77 (2.52) 1-9 .54 -.92

RWA-AA 5.46 (2.68) 1-9 -.28 -1.08

RWA-C 4.48 (2.40) 1-9 .36 -.88

SDO-F 4.12 (2.06) 1-9 .34 -.66 -4.707*** .10

SDO-S 4.39 (2.42) 1-9 .21 -1.08

SDO-D 4.09 (2.62) 1-9 .34 -1.15

SDO-E 4.69 (2.57) 1-9 .08 -1.10

DW-F 4.28 (1.32) 1.2-7 -.14 -.41 -3.026*** .10

DW-S 4.46 (1.69) 1-7 -.29 -.82

CJW-F 2.88 (1.30) 1-7 .82 .52 3.946*** .12

CJW-S 2.68 (1.53) 1-7 1.00 .56

Table 5. Mean of full and short versions of scales

Шкала M (SD) Min.-Max. Skew. Kurt. t d

RWA-F 4.99 (2.08) 1-9 -.28 -.79 7.536***

RWA-S 4.57 (2.02) 1-9 -.01 -.77

RWA-AS 3.77 (2.52) 1-9 .54 -.92

RWA-AA 5.46 (2.68) 1-9 -.28 -1.08

RWA-C 4.48 (2.40) 1-9 .36 -.88

SDO-F 4.12 (2.06) 1-9 .34 -.66 -4.707*** .10

SDO-S 4.39 (2.42) 1-9 .21 -1.08

SDO-D 4.09 (2.62) 1-9 .34 -1.15

SDO-E 4.69 (2.57) 1-9 .08 -1.10

DW-F 4.28 (1.32) 1.2-7 -.14 -.41 -3.026*** .10

DW-S 4.46 (1.69) 1-7 -.29 -.82

CJW-F 2.88 (1.30) 1-7 .82 .52 3.946*** .12

CJW-S 2.68 (1.53) 1-7 1.00 .56

M - среднее; SD - стандартное отклонение; Min.-Max. - минимальные и максимальные значения по шкале; Skew. - коэффициент асимметрии; Kurt. - коэффициент эксцесса; t - статистика различий парный t-кри-терий Стьюдента; d - статистика размера эффекта d-Коэна для парного t-критерия Стьюдента. *** — p < .001

M - mean; SD - standard deviation; Min.-Max. - minimum and maximum value on the scale; Skew. - skew symmetric; Kurt. - index of kurtosis; t -Difference statistics on paired t-Student; d - statistics of the d-Cohen effect for the paired t-Student. *** — p < .001

Табл. 6. Результаты корреляционного анализа Пирсона и регрессионного анализа

Шкала RWA-F RWA-S SDO-F SDO-S DW-F CJW-F

r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2

RWA-S .93 .951 (.027) .86

RWA-AS .74 .612 (.042) .55 .80 .638 (.037) .64

RWA-AA .90 .695 (.023) .81 .86 .644 (.028) .73

RWA-C .55 .475 (.053) .30 .73 .614 (.041) .53

SDO-S .95 .805 (.016) .90

SDO-D .90 .709 (.026) .81 .866 (.023) .88

SDO-E .87 .697 (.031) .75 .881 (.023) .87

DW-F .36 .566 (.105) .13 .33 .504 (.109) .11

DW-S .36 .436 (.093) .17 .34 .409 (.087) .12 .88 .687 (.028) .77

CJW-F .47 .734 (.099) .22 .40 .740 (.132) .16

CJW-S .44 .592 (.103) .19 .36 .566 (.124) .13 .89 .755 (.030) .79

г - коэффициент корреляции Пирсона; В - нестандартизированный коэффициент регрессии; БЕ - стандартная ошибка; Н2 - коэффициент детерминации. Все коэффициенты корреляции и регрессии значимы на уровне значимости р < .001.

Table 6. Results of the Pearson correlation analysis and regression ^ analysis

Шкала RWA-F RWA-S SDO-F SDO-S DW-F CJW-F

r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2 r B (SE) R2

RWA-S .93 .951 (.027) .86

RWA-AS .74 .612 (.042) .55 .80 .638 (.037) .64

RWA-AA .90 .695 (.023) .81 .86 .644 (.028) .73

RWA-C .55 .475 (.053) .30 .73 .614 (.041) .53

SDO-S .95 .805 (.016) .90

SDO-D .90 .709 (.026) .81 .866 (.023) .88

SDO-E .87 .697 (.031) .75 .881 (.023) .87

DW-F .36 .566 (.105) .13 .33 .504 (.109) .11

DW-S .36 .436 (.093) .17 .34 .409 (.087) .12 .88 .687 (.028) .77

CJW-F .47 .734 (.099) .22 .40 .740 (.132) .16

CJW-S .44 .592 (.103) .19 .36 .566 (.124) .13 .89 .755 (.030) .79

r - Pearson correlation coefficient; B - unstandardized regression coefficient; SE - standard error; R2 - determination factor. All correlation and regression coefficients are significant at the significance level p <.001.

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. 10.11б21/пр].2017.0403

39

При всех этих недостатках разработанная короткая версия может положительно повлиять на интенсивность процесса изучения психологии авторитаризма в России

тистически значимые различие между ними, однако показатель размера эффекта для всех этих различий (d < .20) говорил о том, что полные и короткие версии шкал различались очень незначительно, размер эффекта не дотягивал даже до малого.

Результаты корреляционного анализа Пирсона и регрессионного анализа показаны в таблице 6.

Коэффициент корреляции Пирсона между полными и короткими версиями шкал был от .88 до .95, при этом короткие шкалы объясняли от 77% до 90% дисперсии полных шкал. Связи между верой в опасный мир и авторитаризмом правого толка, а также верой в конкурентный мир и ориентацией на социальное доминирование сохраняли свою стабильность, а оценки связей для обеих версий шкал попадали в границы доверительного интервала, полученного в ранее проведенном мета-анализе (Perry, Sibley, Duckitt, 2013).

Связи оставались стабильными даже в случае контроля социо-демографиче-ских ковариат и стиля ответов.

Обсуждение результатов

Разработку короткой версии шкал из методики Дж. Даккита (авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир), в целом, можно оценить как успешную. Короткая версия шкал доступна в приложении к настоящей статье (см. Приложение). Несмотря на некоторые проблемы, по совокупности показателей все шкалы можно считать надежными и валидными, качество измерения короткой версии шкал сопоставимо с изначальным их вариантом.

Модель 3, содержащая шкалу RWA-S в форме трех независимых субшкал (RWA-

AS, RWA-AA, RWA-C), лучше соответствует данным так же, как это было показано в нескольких предыдущих исследованиях (Funke, 2005; van Hiel et al., 2007; Mavor, Louis, Sibley, 2010; Duckitt, Bizumic, 2013). Тем не менее, в исследовательской практике могут использоваться оба варианта, как с выделением субшкал, так и без, т.к., в целом, оба варианта измерительной модели показывают приемлемые показатели соответствия данным. Сходная ситуация имеет место со шкалой SDO-S в форме двух независимых субшкал (SDO-D и SDO-E). Однако очень сильная корреляция между SDO-D и SDO-E создает проблемы с дискриминантной валид-ностью - для сравнения, коэффициент корреляции Пирсона между субшкалой SDO-D и SDO-E, как сообщали еще разработчики, варьировался в семи выборках от .36 до .76 (Ho et al., 2012).

Отсутствие значимой корреляции между RWA-S и SDO-S несколько расходится с оценками 95% доверительного интервала от .27 до .35, сообщенного в мета-анализе (Perry, Sibley, Duckitt, 2013). RWA-C отрицательно коррелирует с SDO-S, SDO-D и SDO-E. При этом интересно, связано ли это с содержанием пунктов, входящих в шкалу (этот вопрос также обсуждается в данном мета-анализе), со спецификой конкретной, использованной в данном исследовании выборки или российской выборки вообще, т.к. поддерживающие авторитаризм правого толка поддерживают только те нормы и ценности, которые считаются консервативными в их культуре. Например, уравнительная норма справедливости была положительно связана с авторитаризмом правого толка у россиян и от-

рицательно - у американцев (McFarland, Ageyev, Abalakina-Paap, 1992). Будущие исследования должны сосредоточить внимание на прояснении этого вопроса.

К основным ограничением и недостаткам разработанной короткой версии можно отнести тот факт, что полученный вариант содержит только прямые или обратные пункты, при этом шкала CJW-S и субшкала RWA-C состоят целиком из обратных пунктов их полной версии. Также данный вариант не подойдет для проведения кросс-культурных исследований, которые потребуют использования полной версии. Тем не менее, при всех этих недостатках разработанная короткая версия может положительно повлиять на интенсивность процесса изучения психологии авторитаризма в России.

Статья подготовлена по результатам работы в рамках Программы фундаментальных исследований Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики» (НИУ ВШЭ) и с использованием средств субсидии на государственную поддержку ведущих университетов Российской Федерации в целях повышения их конкурентоспособности среди ведущих мировых научно-образовательных центров, выделенной НИУ ВШЭ.

Благодарность

Автор благодарит В.С. Девятова, М.Р. Хачатурову и И.И. Данилова за их любезную помощь в сборе данных.

Литература:

Абалакина М.А., Агеев, В.С., МакФарланд С. Авторитарная личность в США и СССР // Человек. - 1990. - № 6. -С. 110-118. Григорьев Д.С. Дискриминация мигрантов в социоэкономической сфере: роль межгрупповых установок принимающего населения // Социальная психология и общество. - 2017. - № 8(3). - С. 63-84.

Григорьева Е.Б. Современный взгляд на исследование авторитарности в России // Вестник Томского государственного университета. Серия: Философия. Социология. Политология. - 2012. - № 19(3). - С. 177-191.

Гулевич О.А., Аникеенок О.А., Безменова И.К. Социальные верования: адаптация методик Дж. Даккита // Психология. Журнал Высшей школы экономики. - 2014. - № 11(2). - С. 68-89.

Дьяконова Н.А., Юртайкин В.В. Авторитарная личность в России и США: ценностные ориентации и локус контроля // Вопросы психологии. -2000. - № 4. -С. 51-60.

40

Для ¡цитирования Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Aichholzer, J., & Zeglovits, E. (2015) Balancierte Kurzskala autoritärer Einstellungen (B-RWA-6). Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items und Skalen. Retrieved from: http://zis.gesis.org/skala/Aichholzer-Zeglovits-Balancierte-Kurzskala-autoritärer-Einstellungen-(B-RWA-6) (accessed: 20.09.2016).

Altemeyer, B. (1981) Right- Wing Authoritarianism. Winnipeg, Manitoba, Canada: University of Manitoba Press, 352. Altemeyer, B. (1996) The Authoritarian Specter. Cambridge, MA: Harvard University Press, 374.

Beierlein, C., Asbrock, F., Kauff, M., & Schmidt, P. (2014). Die Kurzskala Autoritarismus (KSA-3): Ein ökonomisches Messinstrument zur Erfassung dreier Subdimensionen autoritärer Einstellungen. Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items und Skalen. Retrieved from: http://zis.gesis.org/ skala/Beierlein-Asbrock-Kauff-Schmidt-Kurzskala-Autoritarismus-(KSA-3) (accessed: 20.09.2016).

Chirumbolo, A., Leone, L., & Desimoni, M. (2016) The interpersonal roots of politics: Social value orientation, socio-political attitudes and prejudice. Personality and Individual Differences, 91, 144-153. doi: 10.1016/j.paid.2015.12.001

Dhont, K., Hodson, G., & Leite, A.C. (2016). Common Ideological Roots of Speciesism and Generalized Ethnic Prejudice: The Social Dominance Human-Animal Relations Model (SD-HARM). European Journal of Personality, 30(6), 507-522. doi: 10.1002/per.2069

Duckitt, J. (2001). A dual-process cognitive-motivational theory of ideology and prejudice. In M. P. Zanna (Ed.). Advances in Experimental Social Psychology (V. 33, pp. 41-113). New York, NY: Academic Press, 325. doi: 10.1016/S0065-2601(01)80004-6

Duckitt, J., & Bizumic, B. (2013) Multidimensionality of Right-Wing Authoritarian Attitudes: Authoritarianism-Conservatism-Traditionalism. Political Psychology, 34(6), 841-862. doi: 10.1111/pops.12022

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2007) Right wing authoritarianism, social dominance orientation and the dimensions of generalized prejudice. European Journal of Personality, 21(2), 113-130. doi: 10.1002/per.614

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2010) Personality, Ideology, Prejudice, and Politics: A Dual-Process Motivational Model. Journal of Personality, 78(6), 1861-1894. doi: 10.1111/j.1467-6494.2010.00672.x

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2016) The dual process motivational model of prejudice. In C.G. Sibley, F.K. Barlow (Eds.), The Cambridge Handbook of the Psychology of Prejudice. Cambridge, UK: Cambridge University Press. 686.

Duckitt, J., Wagner, C., du Plessis, I., & Birum, I. (2002) The psychological bases of ideology and prejudice: Testing a dual process model. Journal of Personality and Social Psychology, 83(1), 75-93. doi: 10.1037/0022-3514.83.1.75

Feather, N.T., & McKee, I.R. (2012) Values, Right-Wing Authoritarianism, Social Dominance Orientation, and Ambivalent Attitudes Toward Women. Journal of Applied Social Psychology, 42(10), 2479-2504. doi: 10.1111/j.1559-1816.2012.00950.x

Federico, C.M., Hunt, C.V., & Ergun, D. (2009) Political Expertise, Social Worldviews, and Ideology: Translating "Competitive Jungles" and "Dangerous Worlds" into Ideological Reality. Social Justice Research, 22(2-3), 259-279. doi: 10.1007/s11211-009-0097-0

Fornell, C., & Lacker, D. (1981) Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. 10.2307/3151312

Funke, F. (2005) The Dimensionality of Right-Wing Authoritarianism: Lessons from the Dilemma between Theory and Measurement. Political Psychology, 26(2), 195-218. doi: 10.1111/j.1467-9221.2005.00415.x

Hair, J., Black, W., Babin, B., & Anderson, R. (2010). Multivariate Data Analysis, (7th Ed.). NJ: Prentice-Hall, Inc. Upper Saddle River, 816.

Hancock, G.R., & Mueller, R.O. (2001) Rethinking construct reliability within latent variable systems. In R. Cudeck, S. du Toit, & D. Sörbom (Eds.), Structural Equation Modeling: Present and Future — A Festschrift in honor of Karl Jöreskog (pp. 195-216). Lincolnwood, IL: Scientific Software International, Inc, 598.

Ho, A.K., Sidanius, J., Kteily, N., Sheehy-Skeffington, J., Pratto, F., Henkel, K. E., ... & Stewart, A.L. (2015) The nature of social dominance orientation: Theorizing and measuring preferences for intergroup inequality using the new SDO7 scale. Journal of Personality and Social Psychology, 109(6), 1003-1028. doi: 10.1037/pspi0000033

Ho, A.K., Sidanius, J., Pratto, F., Levin, S., Thomsen, L., Kteily, N., & Sheehy-Skeffington, J. (2012) Social Dominance Orientation: Revisiting the Structure and Function of a Variable Predicting Social and Political Attitudes. Personality and Social Psychology Bulletin, 38(5), 583-606. doi: 10.1177/0146167211432765

Hodson, G., & Dhont, K. (2015) The person-based nature of prejudice: Individual difference predictors of intergroup negativity. European Review of Social Psychology, 26(1), 1-42. doi: 10.1080/10463283.2015.1070018

Hodson, G., MacInnis, C.C., & Busseri, M.A. (2017) Bowing and kicking: Rediscovering the fundamental link between generalized authoritarianism and generalized prejudice. Personality and Individual Differences, 104, 243-251. doi: 10.1016/j.paid.2016.08.018

Huddy, L. (2004) Contrasting Theoretical Approaches to Intergroup Relations. Political Psychology, 25(6), 947-967. doi: 10.1111/j.1467-9221.2004.00404.x

Kline, R.B. (2011). Principles and Practice of Structural Equation Modeling (3rd ed.). New York, NY: Guilford Press.

Ku^dil, M.E., & Akoglu, S.Q. (2014) Relationships Among Social Dominance Orientation, Social Axioms, and Values. Social Behavior and Personality: An International Journal, 42(8), 1395-1407. doi: 10.2224/sbp.2014.42.8.1395

Maholtra, N.K., & Dash, S. (2010) Marketing Research: An Applied Orientation, (6th Ed.). London, UK: Pearson Education. 1000.

Mavor, K.I., Louis, W.R., & Sibley, C.G. (2010) A bias-corrected exploratory and confirmatory factor analysis of right-wing authoritarianism: Support for a three-factor structure. Personality and Individual Differences, 48(1), 28-33. doi: 10.1016/j.paid.2009.08.006

McFarland, S.G., Ageyev, V.S., & Abalakina-Paap, M. (1992) Authoritarianism in the former Soviet Union. Journal of Personality and Social Psychology, 63, 1004-1010. doi: 10.1037/0022-3514.63.6.1004

McFarland, S.G., Ageyev, V.S., & Djintcharadze, N. (1996) Russian authoritarianism two years after communism. Personality and Social Psychology Bulletin, 22, 210-217. doi: 10.1177/0146167296222010

Nunnally, J., & Bernstein, I. (1994). Psychometric Theory (3ed). NY: McGraw-Hill. 774.

Для цитирования: Григорьев Д.С. Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир // Национальный психологический журнал. - 2017. - №4 (28). - С. 30-44. doi: 10.11621/npj.2017.0403

Национальный психологический журнал № 4(28) 2017 [ Экспериментальная психология ]

National Psychological Journal 2017, no. 4

http://npsyj.ru

Perry, R., & Sibley, C.G. (2013) A Dual-Process Motivational Model of Social and Economic Policy Attitudes. Analyses of Social Issues and Public Policy, 13(1), 262-285. doi: 10.1111/asap.12019

Perry, R., Sibley, C.G., & Duckitt, J. (2013) Dangerous and competitive worldviews: A meta-analysis of their associations with Social Dominance Orientation and Right-Wing Authoritarianism. Journal of Research in Personality, 47(1), 116-127. doi: 10.1016/j.jrp.2012.10.004 Pettigrew, T. F. (2016) In Pursuit of Three Theories: Authoritarianism, Relative Deprivation, and Intergroup Contact. Annual Review of Psychology, 67(1), 1-21. doi: 10.1146/annurev-psych-122414-033327

Pratto, F., Sidanius, J., Stallworth, L.M., & Malle, B.F. (1994) Social dominance orientation: A personality variable predicting social and political attitudes. Journal of Personality and Social Psychology, 67(4), 741-763. doi: 10.1037/0022-3514.67.4.741

Radkiewicz, P. (2016) Another look at the duality of the dual-process motivational model. On the role of axiological and moral origins of right-wing authoritarianism and social dominance orientation. Personality and Individual Differences, 99, 106-112. doi: 10.1016/j.paid.2016.04.080 Ross, M.H. (1993) The Culture of Conflict: Interpretations and Interests in Comparative Perspective. New Haven, CT: Yale University Press, 264. Satherley, N., & Sibley, C.G. (2016) A Dual Process Model of attitudes toward immigration: Predicting intergroup and international relations with China. International Journal of Intercultural Relations, 53, 72-82. doi: 10.1016/j.ijintrel.2016.05.008

Satorra, A., & Bentler, P.M. (2001) A scaled difference chi-square test statistic for moment structure analysis. Psychometrika, 66(4), 507-514. doi: 10.1007/BF02296192

Sibley, C.G., & Duckitt, J. (2013) The dual process model of ideology and prejudice: a longitudinal test during a global recession. The Journal of Social Psychology, 153(4), 448-466. doi: 10.1080/00224545.2012.757544

van de Schoot, R., Lugtig, P., & Hox, J. (2012) A checklist for testing measurement invariance. European Journal of Developmental Psychology, 9, 486-492. doi: 10.1080/17405629.2012.686740

van Hiel, A., Cornelis, I., Roets, A., & De Clercq, B. (2007) A comparison of various authoritarianism scales in Belgian Flanders. European Journal of Personality, 21(2), 149-168. doi: 10.1002/per.617

Wolf, E.J., Harrington, K.M., Clark, S.L., & Miller, M.W. (2013. Sample Size Requirements for Structural Equation Models: An Evaluation of Power, Bias, and Solution Propriety. Educational and Psychological Measurement, 73(6), 913-934. doi: 10.1177/0013164413495237

References:

Abalakina, M.A., Ageev, V.S., & McFarland, S. (1990) Authoritarian personality in the USA and the USSR. [Chelovek], 6, 110-118.

Aichholzer, J., & Zeglovits, E. (2015) Balancierte Kurzskala autoritärer Einstellungen (B-RWA-6). Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items

und Skalen. Retrieved from: http://zis.gesis.org/skala/Aichholzer-Zeglovits-Balancierte-Kurzskala-autoritärer-Einstellungen-(B-RWA-6) (accessed:

20.09.2016).

Altemeyer, B. (1981) Right-Wing Authoritarianism. Winnipeg, Manitoba, Canada: University of Manitoba Press, 352. Altemeyer, B. (1996) The Authoritarian Specter. Cambridge, MA: Harvard University Press, 374.