CC BY
184
Гусейнов Александр Шамильевич - кандидат психологических наук, доцент кафедры психологии Кубанского государственного университета физической культуры, спорта и туризма, г. Краснодар.
Тел.: 8 (861) 262 23 21; 89184625945, e-mail: AGuseinov@yandex.ru
А.Ш. Гусейнов
РАЗРАБОТКА ОПРОСНИКА «ПРОТЕСТНАЯ АКТИВНОСТЬ ЛИЧНОСТИ» КАК ИНСТРУМЕНТА ДИАГНОСТИКИ ПРОТЕСТНЫХ ФОРМ
Мегатехнологическое усложнение мира, сочетающееся со значительным отставанием духовно-нравственного развития человечества, проблематизирует существование человека и требует от него адекватного понимания противоречий современности и происходящего в жизни социума. Трудности и следующие за ними неудачи в разрешении противоречий, в сочетании с осознанием собственной невозможности своего влияния на социальные процессы, обусловливают неуспешность процесса самоопределения, результатом которого становится деструктивная протестная активность личности. В последнее время проблема протестной активности личности приобрела особое звучание в связи с появлением новых тенденций в аспектах проявления, в частности, добровольным вступлением студенческой молодежи в экстремистские организации, в ряды ИГИЛ, которые поддерживают лишь иллюзию удовлетворения экзистенциальных потребностей [1]. Несмотря на значительный масштаб последствий протестной активности личности для личности и социума, индивидуальные формы протеста в психологии не выделены, отсутствует адекватный методический инструментарий для исследования специфических проявлений протеста. Многообразие проявлений и неоднородность протеста требует новых методов изучения и интерпретации с опорой на методологию субъекта, позволяющей заострить внимание на процессуальности феномена и типологическом разнообразии форм протеста. В зарубежной и отечественной психологии аналогов этому опроснику не встречается.
Существуют методики, диагностирующие клинические особенности негативизма [15;16], а отечественные исследователи тестируют подростков группы риска по открытому интервью, основанному на клиническом подходе к определению оппозиционного расстройства личности [6]. Одной из тенденций современных исследований является отслеживание не просто отдельных качеств, черт, реакций, но выход на анализ многокомпонентных феноменов [9; 10; 4], в том числе, модусов бытия [8], связанных с ценностными установками, потребностями, мотивационными предпочтениями, способами разрешения противоречий, субъектностью. Протестная активность личности, являясь индикатором целостности или дезинтеграции личности, выступает в качестве одного из регуляторов субъектной активности, проявляя тип субъектности (истинной/ложной) [2]. В процессе разработки опросника был определен широкий круг параметров, участвующих в формообразовании протестной активности личности, и сформулированы вопросы, отслеживающие когнитивные, эмоциональные и поведенческие компоненты протеста. Моделировались ситуации, заостряющие формы протеста, фиксировалась протестная активность в разных «лицах»: личная реакция на ситуации, поведение в группе, сочувствие другим, включались вопросы-провокации. Исходный опросник состоял из 147 пунктов, но для улучшения согласованности и надежности пунктов шкал число задний сокращено до 50.
Рассмотрим психометрический анализ методики ПАЛ: основная выборка составила 1304 человека, включавшая лиц обоего пола, разного возраста, уровня образования и типа профессии, сформированная из лиц подросткового, юношеского возраста и молодежи — средний возраст испытуемых (М = 21,3 года; БЭ = 3,5 года). Обоснованность комплексного подхода к формированию состава выборки продиктована необходимостью выбора групп, максимально репрезентирующих ту часть генеральной совокупности, которая априорно готова к высокому накалу и размаху протеста. Близких взглядов на эту проблему придерживается К.В.
Карпинский [3, с. 22]. Проведена оценка надежности теста ПАЛ [5]. Общая выборка (п=1304) разделена на подгруппу мужчин (п=541) и женщин (п=757) (таблица 1). Наиболее согласована по а - критерию Л. Кронбаха шкала аномии, а=0,817; наименьшую согласованность имеет шкала негативизма а=0,602. В целом показатели внутренней согласованности шкал теста высоки.
Таблица 1.
Показатели согласованности шкал опросника по а - критерию Кронбаха
Шкалы протестной активности личности Согласованность шкал по а - критерию Кронбаха
Общая выборка (п=1304) Женщины (п=757) Мужчины (п=541)
Негативизм 0,602 / 0,624* 0,602 / 0,644* 0,603 / 0,618*
Эмансипация 0,727 0,721 0,738
Оппозиция 0,768 0,750 0,749
Нигилизм 0,817 0,828 0,794
Эскапизм 0,761 / 0,803* 0,758 / 0,760* 0,753 / 0,768*
Примечание: * согласованность шкал при удалении слабо коррелирующих пунктов.
Путем удаления слабо коррелирующих с суммарным баллом и плохо согласованных пунктов, удалось повысить согласованность шкалы негативизма до а=0,624. С учетом удаления слабых пунктов нескольких шкал общая согласованность методики ПАЛ достигает более высокого уровня: а=0,843. Коэффициенты сплит-надежности при расщеплении теста на 2 части составили 0,618-0,873. Надежность параллельных форм всего теста — 0,837. Воспроизводимость методики, провидимой в интервале 2 недели, тест - ретест г=0,701. Анализ внутренней согласованности пунктов свидетельствует о согласованности, сбалансированности, консистентности отдельных шкал и методики в целом.
Проведем анализ факторной структуры методики ПАЛ. Шкалы методики разрабатывались на основе выделенных в результате теоретического анализа типов протестной активности. С целью определения точности разделения методики на шкалы и проверки факторной структуры теста проведен эксплораторный факторный анализ (ЭФА). Первоначально в
ЭФА включены 50 пунктов шкалы ПАЛ, применен метод главных компонент (ГК). Мера выборочной адекватности КМО = 0,904 является хорошим показателем. В начальном решении по методу ГК установлено 14 компонентов. Кумулятивный процент их полной объясненной дисперсии составил 53,538%.
После проведения ЭФА по методу максимального правдоподобия (МЬ) с вращением факторов промакс четко обозначилась структура теста, состоящая из 5 факторов. После удаления 9 вопросов в матрице факторного отображения ЭФА, попунктные нагрузки по факторам оказались достаточно высоки от 0,919 до 0,587 (таблица 2). Удаление 9 пунктов увеличило гомогенность факторов-шкал. Общая объясненная дисперсия (ООД) составила 29%. Фактор 1 представляет эмансипацию, фактор 2 - оппозицию, фактор 3 отображает эскапизм, факторы 4 и 5 представляют шкалы нигилизма и негативизма соответственно. В таблице 2 представлена матрица факторного отображения.
Таблица 2.
Матрица факторного отображения*
Пункты теста Факторы
1 2 3 4 5
п20 -,774
п21 -,669
п18 -,658
п22 -,577
п19 -,575
п17 -,410
п40 ,287
п28 ,587
п25 ,578
п30 -,328 ,549
п29 ,547
п26 ,323 ,528
п27 ,281 ,428
п24 ,427
п31 ,386
п23 ,369
п32
п14
п43 ,678
п44 ,631
п47 ,629
п50 ,463
п46 ,430
п42 ,335
п41 ,307
п48 ,302
п33 ,289
п12
п15
п36 ,919
п35 ,695
п38 ,687
п37 ,582
п39 ,326
п34 ,251
п3 ,695
п1 ,621
п2 ,396
п4 ,303
п6 ,255 ,274
п8
Метод выделения: Максимальное правдоподобие. Метод вращения: Промакс с нормализацией Кайзера * Отображены нагрузки факторов, превышающие 0,250
Конфирматорный факторный анализ (КФА) методики ПАЛ: для
подтверждения результатов эксплураторного факторного анализа (ЭФА) проведен конфирматорный факторный анализ (КФА) методики ПАЛ.
В первой модели КФА, каждый из 5 факторов имеет точное соответствие пунктам опросника ПАЛ, определяющим 5 шкал. В данной модели КФА проведен на той же самой выборке, что и в ЭФА (n=1300 человек). В модели 5 факторов влияют на все 50 пунктов; расставлены коварианты на факторах, ошибки переменных на всех 5 шкалах, коварианты ошибок переменных отсутствуют. Расчеты модели 1 вычислены программой AMOS 19.0. Исходная модель 1 показывает слабое соответствие данным. Единственная значимая статистика RMSEA = 0.046 значима при р = 0.046. Квалифицированное использование КФА предполагает анализ изменений показателей модели: устойчивость при изменении пунктов шкал опросника, улучшение характеристик при добавлении ковариант [7; 12; 13].
Исходные характеристики, заданные моделью 1, использованы на разных выборках в моделях 2-4. Дальнейший анализ моделей КФА показал, что качество моделей сопряжено с изменением показателей переменных. В частности, в начальных моделях КФА оценки весов переменных 5, 9, 10, 11, 13, 14, 48 оказались не значимы. Именно эти переменные в ЭФА также показали низкие нагрузки на факторы, и потому данные пункты могут быть исключены из методики.
С целью улучшения показателей соответствия модели данным проведена оптимизация структурных характеристик. В модели 5, на выборке ni =500, убраны малозначимые 8 пунктов, расставлены значимые коварианты между ошибками наблюдаемых переменных.
Качество и степень соответствия модели данным доказывается с использованием индексов пригодности. Основные индексы модели 5 (итоговой): CMIN =696,698; DF =643; P=0,070; CMIN/DF =1,084; RFI =0,835; TLI =0,985; CFI =0,989; RMSEA =0,013; L090 =0,000; HI90 =0,019; PCLOSE = 1,000. Модель демонстрирует хорошие параметры соответствия. Основные индексы соответствия: хи квадрат значим, а его отношение к степеням свободы приближается к 1. Высокие показатели от 0.95 и выше имеют: относительный индекс соответствия RFI, Tucker - Lewis index TLI,
сравнительный индекс соответствия CFI. Индекс корня среднеквадратичной ошибки аппроксимации ЯМЗЕА достигает 0.013 (верхняя граница 90% доверительного интервала стремится к 0.019; PCLOSE значим).
Характеристики итоговой модели КФА. Основные параметры оценок факторной модели методом КФА высокозначимы ф<0.05 - 0.001). На рисунке 1 представлена структурная схема связей латентных факторов, ковариант и измеряемых переменных по итоговой модели КФА (коварианты ошибок переменных удалены). Коварианты между всеми факторами статистически значимы [11, р. 48]. Прямое влияние каждого из пяти факторов на пункты шкал опросника, описываемое как регрессионные нагрузки латентных переменных на явные переменные, значимо ф<0.05). Значимы показатели ковариант ошибок наблюдаемых переменных (пунктов шкал опросника). Оценки дисперсий ошибок факторов и наблюдаемых переменных тоже значимы. Окончательная модель подтверждает, что показатели дисперсий явных переменных (всех пунктов опросника) равны и значимы [12].
Точность соответствия факторов переменным, значимость параметров в итоговой модели подтверждающего факторного анализа дают основания считать все шкалы и пункты опросника существенными и надежными.
Рис. 1 Структурная схема связей латентных факторов, ковариант и измеряемых переменных по результатам итоговой модели КФА.
Проверка валидности опросника ПАЛ. Исследовано пять форм протестной активности личности. В качестве иллюстрации деструктивных проявлений протеста рассмотрим шкалу Оппозиция. Проверка разных видов валидности методики ПАЛ предусматривала исследование корреляционного анализа по Спирмену, описывались только значимые корреляции (при p<0.05 и p<0.01).
Рассмотрены корреляции шкал методики ПАЛ с 240 шкалами 23 методик, выборка варьировалась от минимальной n = 118 к максимальной n = 2600. Подробная интерпретация анализируемых корреляций представлена в другой работе автора [2].
Конвергентная валидность ПАЛ предполагала установление связи шкал с методиками, близкими по содержанию изучаемой специфической активности. Конвергентная валидность шкалы Оппозиция определяется значимыми положительными корреляциями (p< 0.05-0.01) с 4-мя шкалами опросника психологических защит Р. Келлермана - Г. Плутчика, среди которых важное место занимает регрессивно-замещающая активность. Обнаружены корреляции оппозиции со всеми шкалами методики мини-мульт (p<0.01), с 4-мя шкалами (p< 0.05-0.01) опросника А. Басса и А. Дарки, а также крайне неконструктивный паттерн копинг-стратегий (p< 0.05-0.01), стойкая дезадаптация (г= - 0,272; p< 0.01) и нежелание принимать других (г= - 0, 233; p< 0.05) по методике СПА, что свидетельствует о выраженных внутри- и межличностных конфликтах, дезадаптивности оппозиционера.
Определены негативные связи оппозиции со шкалами методики Р. Кеттелла: общительность (г= - 0,272; p< 0.01), интеллект (г= - 0,272; p< 0.01), эмоциональная стабильность (г= - 0,272; p< 0.01), нормативность (г= - 0,167; p< 0.01); чувствительность (г= - 0,181; p< 0.01), мечтательность, (г= - 0,076; p< 0.01), самоконтроль (г= - 0,139; p< 0.01). Рассмотрены положительные связи оппозиции со шкалами: доминантность (г= 0,101; p< 0.01), экспрессивность (г= 0,092; p< 0.01), подозрительность (г= 0,131; p< 0.01), дипломатичность (г= 0,075; p< 0.01), радикализм (г= 0,064; p< 0.05) и
напряженность (г= 0,114; p< 0.01). Для оппозиционно настроенной личности свойственна грубость, нежелание взаимодействовать с окружением, приземленность, жесткость, неустойчивость, наряду с хитростью, возложением ответственности на других, манипулятивностью.
Оппозиционера характеризует явное непринятие окружающих: конфликт со средой, несогласие и неуспешность; отсутствие потребности включенности и невовлеченность во взаимодействие; низкий уровень самооценки, статуса и самоуважения. Исследованы значимые связи параметра оппозиционность со шкалами: несогласие (г= 0,132; p< 0.05), скука (г= 0,187; p< 0.01), неуспешность (г= 0,209; p< 0.01) (по методике Фидлера); невключенность (г= -0,167; p< 0.01), по В. Шутцу и невовлеченность (г= - 0,171; p< 0.01) по методике Жизнестойкость. Выявлены негативные корреляции со всеми темпоральными шкалами теста смысложизненных ориентаций, с 4-мя шкалами ф< 0.05 - 0.01) методики саморегуляции; самооценки (г= - 0,128; p< 0.05), по Будасси, референтометрическим статусом (г= - 0,199; p< 0.01); самоуважением (г= - 0,152; p< 0.01) по методике САТ. Оппозиционер демонстрирует низкий уровень личностной ресурсности, неустойчивость, низкий уровень самооценки и самопринятия, грубость и примитивизм. Как на фоне такого широкого спектра, «букета» тотальных личностных деструкций удается существовать оппозиционеру? Полагаем, за счет непринятия других, хитрости, лживости, креативности и использования широкого спектра манипуляций. Дивергентная валидность шкалы оппозиция раскрывается в почти полном отсутствии значимых корреляций ф> 0.1) с методиками ОТеЦ, Шварц, Шутц, Лири, САТ, мало связей и с тестом Жизнестойкость. Анализ указывает на исключение моральных ценностей в ценностно-смысловой сфере оппозиционера. Система мотивов оппозиционера ограничена удовлетворением примитивных потребностей. Не располагая заметными личностными ресурсами, будучи явно не включенным в группу, в систему отношений, не обладая статусом и авторитетом, оппозиционер часто не настроен на борьбу за ценности и идеалы. В то же время важными для него
остаются ценности отрицания, неприятия, обвинения и использования других, что говорит об отношении к людям и самому себе как к объектам, достойных манипуляции. Более спорный, но возможный вариант интерпретации: отсутствие устойчивых связей у оппозиционера с системой ценностей может указывать на вероятность их легкой смены в угоду обстоятельствам, конъюнктуры. Поскольку ценности неструктурированны, незначимы для оппозиционера, не сопряжены с личностным выбором и, следовательно, не связаны с убеждениями, то оппозиционер их легко меняет на более выгодные в данных условиях. Сходным образом рассмотрены особенности шкалы Эмансипации, а также шкал Негативизма, Нигилизма и Эскапизма.
Вопросы теста достаточно полно описывают особенности протестной активности личности, а его шкалы содержательно раскрывают типологию протестных форм. Выявленные значимые корреляции, определяющие валидность опросника, позволяют использовать его как инструмент диагностики конструктивных и деструктивных форм протестной активности. Тест уместен в качестве компактного средства обнаружения межличностных и внутренних конфликтов и, обладая возможностями фиксировать степень конструктивности взаимодействия личности с социумом, апробирован и успешно применяется в педагогической и спортивной деятельности [2].
Таким образом, большой эмпирический материал, который получен на основании опросника ПАЛ, позволил уточнить психологическое содержание понятия «протестная активность личности», способствовал созданию структурно-диалектической модели протестной активности личности, позволившей содержательно описать специфику различных протестных форм. С другой стороны, процесс создания опросника сопровождался процессом «восхождения к теории», позволившим следовать методологии субъекта в интерпретации протестной активности личности.
1. Гусейнов А.Ш. Генезис радикальной протестной активности личности // Армия и общество. 2015. №2. с. 114-120.
2. Гусейнов А.Ш. Психологический анализ систем противоречий, характерных для субъекта, включенного в спортивную деятельность // Физическая культура, спорт наука и практика. 2015, №1 с.43-52.
3. Карпинский К.В. Смысл жизни и ресурсы его реализации. К пониманию механизмов психологического кризиса. // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2012. Т.9. №4. с.3-33.
4. Карпинский К.В. Функциональная взаимозависимость психологических свойств смысла жизни// Теоретическая и экспериментальная психология. 2013. Т. 6. № 2 С. 14-30.
5. Клайн П. Справочное руководство по конструированию тестов. Киев.: ПАН ЛТД. 1994. 284с.
6. Корнилова Т.В., Григоренко Е.Л., Смирнова С.Д. Подростки группы риска. СПб.: Питер, 2005. 336 с.
7. Митина О.В. Моделирование латентных изменений с помощью структурных уравнений // Экспериментальная психология. 2008. №1. С.131-148.
8. Фоменко Г.Ю. Психология безопасности личности: теоретико-методологические основания институционализации // Человек. Сообщество. Управление. Краснодар.: КубГУ. 2010. № 1. С. 83- 99.
9. Шиповская В.В. Психологический феномен беспомощности // Человек. Сообщество. Управление. 2009. №4. С. 38- 53.
10. Шиповская В.В. Модусы преодолевающей активности личности в контексте субъектно-бытийного подхода. Известия Сочинского государственного университета. 2013. № 4-2 (28). С.89-93.
11. Albright, Jeremy J., and Hun Myoung Park. 2009. Confirmatory Factor Analysis Using Amos, LISREL, Mplus, and SAS/STAT CALIS. Working Paper. The University Information Technology Services (UITS) Center for Statistical and Mathematical Computing, Indiana University. http: // www.indiana.edu /~statmath /stat/all/cfa/index.html Albright, 2009. 86 p.
12. Brown, T.A. Confirmatory Factor Analysis for Applied Research. N. Y: Guilford Press. 2006. 475р.
13. Byrne, B. M. (2006). Structural equation modeling with EQS: Basic concepts, applications, and programming (2nd ed.). Mahwah, NJ: Erlbaum. 396p.
14. Furr R.M., Wood D. On the similarity between exchangeable profiles: A psychometric model, analytic strategy, and empirical illustration. Journal of Research in Personality 47 (2013) p.p.233-247.
15. Millon, T., Millon, C., Davis, R., & Grossman, S. Millon clinical multiaxial inventory-III manual (3rd ed.). Minneapolis:Pearson Assessments.2006.
16. Millon, T. Bloom, C. (Eds). The Millon inventories: A practitioner's guide to personalized clinical assessment. NewYork: The Guilford Press. 2008.
