CC BY-NC-ND
34
Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2023. Т. 20. № 2. С. 282-299 Psychology. Journal of the Higher School of Economics. 2023. Vol. 20. N 2. P. 282-299 DOI: 10.17323/1813-8918-2023-2-282-299
РУССКОЯЗЫЧНАЯ АДАПТАЦИЯ ОПРОСНИКА Д. ВЕБСТЕР И А. КРУГЛЯНСКИ «СТРЕМЛЕНИЕ К КОГНИТИВНОЙ ЗАКРЫТОСТИ»
М.И. ЯСИНа, О.Е. ХУХЛАЕВЬ
a АНОВО «Московский международный университет», 125040, Россия, Москва, Ленинградский пр., д. 17
b Независимый исследователь
Russian-Language Adaptation of the Questionnaire D. Webster and A. Kruglyanski "The Need for Cognitive Closure"
M.I. Yasina, O.E. Khukhlaevb
aMoscow International University, 17 Leningradsky Ave, Moscow, 125040, Russian Federation b Independent Reasearcher
Abstract
The article presents the results of the Russian-language adaptation of the Need for Closure Scale by A. Kruglyansky and D. Webster, which in its original English version includes 5 scales, 42 questions and additional 5 questions of the "Lie scale". The scales of the questionnaire are: "The need for order" (10), "The need for predictability" (8), "Decisiveness" (7), "Avoidance of ambiguity" (9) and "Closed-mindedness" (8). For adapting the questionnaire, the following procedures and statistical methods were applied: double-blind forward and backward translation of the questionnaire; checking the discrimination of Ferguson's 8; consistency of Cronbach's a and McDonald's м for the entire test and individual test scales, confirmatory factor analysis (CFA) by the method of maximum likelihood, testing of retest reliability, gender differences and external validity. The study involved 643 subjects at the
Резюме
В статье представлены результаты русскоязычной адаптации опросника «Стремление к когнитивной закрытости» (Need for closure scale) А. Круглянски и Д. Вебстер, который в англоязычном варианте включает 5 шкал, 42 вопроса и дополнительно 5 вопросов «Шкалы лжи». Шкалы опросника имеют следующие названия: «Стремление к порядку» (10 вопросов), «Стремление к предсказуемости» (8 вопросов), «Решительность» (7 вопросов), «Избегание двойственности» (9 вопросов) и «Стремление к закрытости мышления» (8 вопросов). Для адаптации опросника применены следующие процедуры и статистические методы: двойной слепой прямой и обратный перевод, проверка дискриминативности — дельта Фергюсона, согласованности коэффициентов альфа Кронбаха и омега Мак-Доналда по всему тесту и отдельным шкалам теста, конфирматорный факторный анализ методом максимального правдоподобия, проверка ре-тестовой надежности, гендерных различий и внешней валидности. В исследовании приняли
участие 643 испытуемых на стадии факторизации и 114 — на стадии проверки внешней валидности. В результате тестирования русскоязычной версии опросника получены следующие значения коэффициента альфа Крон-баха по шкалам: «Стремление к порядку» — 0.81, «Стремление к предсказуемости» — 0.75, «Решительность» — 0.74, «Избегание двойственности» — 0.65, «Стремление к закрытости мышления» — 0.53. В результате проверки опросника (пятифакторная версия, 38 вопросов) методом моделирования при помощи структурных уравнений (Structural Equation Models, SEM) получены показатели в рамках нормы: x2/df = 4.08, SRMR = 0.078, RMSEA = 0.07, однако параметры CFI и TLI не соответствуют требуемым (CFI = 0.67, TLI = 0.647, ниже нормы). При ретестовой проверке согласованность составила r = 0.72 приp < 0.001. На основе полученных данных сделан вывод о соответствии русской версии пятифакторной модели опросника из 38 вопросов зарубежным аналогам по степени согласованности.
Ключевые слова: психодиагностика, методика, тест-опросник, стремление к когнитивной закрытости, теории когнитивной согласованности.
Ясин Мирослав Иванович — доцент, кафедра общегуманитарных наук и массовых коммуникаций, Московский международный университет, кандидат социологических наук, доцент.
Сфера научных интересов: социальная психология, психология личности, психодиагностика. Контакты: Yasin.MI@yandex.ru
Хухлаев Олег Евгеньевич — независимый исследователь, кандидат психологических наук.
Сфера научных интересов: межгрупповые отношения, межкультурная коммуникация, межкультурный конфликт, межкультурное обучение, межкультурный тренинг, межличностная осознанность, психология радикализации.
Контакты: cherkesoguy@gmail.com
factorization stage and 114 at the external validity stage. The obtained results for the Russian-language scales are: "the need for order" Cronbach's a = 0.81. "the need for predictability" Cronbach's a = .75 "decisiveness" Cronbach's a = .74. "avoidance of ambiguity" Cronbach's a = .65. "closed-mindedness" Cronbach's a = .53. Checking the questionnaire (5-factor version, 38 questions) with the Structural Equation Modelling (SEM), indicators were obtained within the norm: x2/df = 4.08, SRMR = .078, RMSEA = .07, however, the CFI and TLI parameters do not correspond to the required norms (CFI = .67, TLI = .647 — below normal). In the test-retest the correlation obtained r =.72, with p < .001. Based on the data obtained, a conclusion is made about the correspondence of the five-factor model of the questionnaire of 38 questions to foreign analogues in terms of the degree of consistency.
Keywords: psychodiagnostics, methodology, test questionnaire, need for cognitive closure, theories of cognitive consistency.
Miroslav I. Yasin — Associate Professor, Department of General Humanities and Mass Communications, Moscow International University, PhD in Sociological Sciences, Associate Profes sor. Research Area: social psychology, personality, psychodiagnostics. E-mail: Yasin.MI@yandex.ru
Oleg E. Khukhlaev — independent researcher, PhD in Psychology. Research Area: intergroup relations, intercultural communication, intercultural conflict, intercultural education, intercultural training, interpersonal mindful-ness, psychology of radicalization. E-mail: cherkesoguy@gmail.com
Стремление к когнитивной закрытости — это часть процесса познания, направленного на отсечение лишней, противоречивой и мешающей информации, целью которого является получение однозначного вывода или принятие единственно верного решения. Это процесс, помогающий получить однозначный ответ и избежать двусмысленности (Kruglanski, Webster, 1996). Проблемное поле, к которому принадлежит понятие стремления к когнитивной закрытости, оказывается довольно обширным. А. Круглянски включает разрабатываемый им конструкт в общую логику «теорий когнитивной согласованности» (Cognitive Consistency Theories), относя к ней же исследования когнитивного дисбаланса, неконгруэнтности, когнитивного диссонанса
(Kruglanski, 2004).
В настоящее время в психологии сложилось целое направление исследований, посвященных тематике когнитивной закрытости и различным смежным понятиям, среди которых толерантность и интолерантность к неопределенности (uncertainty tolerance and intolerance), нетерпимость к двойственности (ambiguity intolerance), потребность в когнитивной структуре (need for cognitive structure), избегание неопределенности, или непереносимость неопределенности (intolerance of uncertainty) (Ясин, 2020). Попытка обобщить вышеуказанный ряд факторов, традиционно исследуемый в рамках различных концептуальных подходов, была сделана в интегративной теории «Большой пятерки», где этому проблемному полю соответствует шкала «открытость опыту» (McCrae, Costa, 1989, 2021).
В перечисленных выше концепциях подчеркивается реактивность субъекта, специфика его когнитивного стиля, возникающего как ответ на внешнюю ситуацию. Ключевым отличием сформулированной А. Круглянски концепции стремления к когнитивной закрытости от смежных понятий является смещение акцентов на субъекта как источника активности и его познавательную мотивацию (Welster, Kruglanski, 1998). Стремление к когнитивной закрытости, согласно работам А. Круглянски, есть результат мотивационного состояния субъекта, его ориентированности на определенный результат при обработке информационного потока.
С момента своего создания опросник «Стремление к когнитивной закрытости» широко использовался в социально-психологических исследованиях. В работах последних лет показана связь стремления к когнитивной закрытости с общим авторитаризмом, правым авторитаризмом, стремлением к социальному доминированию и эссенциализмом (van Assche et al., 2017). Авторы выстраивают свою работу, опираясь на объяснение различных социальных стереотипов спецификой когнитивных стилей, и стремлением к закрытости в частности. Связь стремления к когнитивной закрытости и тенденции прибегать к разного типа гендерным стереотипам была показана в работе Э. Роетс и соавт. (Roets et al., 2012). Обсуждаемая когнитивная склонность в связи с религиозностью и религиозным догматизмом была подробно исследована В. Сароглоу. Автор показал, что религиозный традиционализм и догматизм связаны с сильной тенденцией к когнитивной закрытости (Saroglou, 2002). Связь стереотипизации и стремления к когнитивной закрытости объясняется
тем, что стереотип служит удовлетворению потребности человека в спокойствии, которое достигается за счет действия механизма когнитивного согласования, в процессе стремления к когнитивной завершенности (Jost et al., 2003). Стремление к когнитивной закрытости есть процесс познавательной сферы, который обеспечивает согласование информации и на сегодняшний день является объяснительным принципом для ряда социально-психологических явлений, таких как стереотипизация, выбор стратегии поведения в конфликте, межгрупповая враждебность.
Способы измерения
Стремление к когнитивной закрытости (Need for closure) является устоявшимся термином, однако в плане операционализации имеются разные варианты. Два самых популярных на практике инструментария оценки — это опросники «Потребность в когнитивной структуре» (Need for cognitive structure (NCS)) (Bar-Tal, 1994) и «Стремление к когнитивной закрытости» (Need for Closure Scale (NFCS)) (Webster, Kruglanski, 1994). Для измерения когнитивной закрытости А. Круглянски совместно с Д. Вебстер был разработан пятифакторный опросник, включающий 47 вопросов, из которых 42 основных и 5 принадлежащих к «Шкале лжи». Валидизация англоязычной версии и описание специфики работы методики представлены в публикациях (Webster, Kruglanski, 1994, 1998; Kruglanski et al., 1997). Наряду с полноформатной версией, предложенной Д. Вебстер и А. Круглянски, была разработана краткая шкала, которая включает 15 вопросов и определяет общую тенденцию к когнитивной закрытости без подразделения на шкалы (Roets, van Hiel, 2011).
Инструментарий опросника «Стремление к когнитивной закрытости» содержит следующие измерения: «Стремление к порядку» — вопросы, демонстрирующие наличие у респондента стремления к порядку и структурированности жизни, избегания хаоса и беспорядка (10 вопросов); «Стремление к предсказуемости» — выявление желания получать только достоверные и проверенные знания (8 вопросов); «Решительность» — оценка скорости формирования суждений и принятия решений, оценка степени уверенности в таковых (7 вопросов); «Избегание двойственности» — выявление наличия у респондента дискомфорта в условиях неопределенности или противоречий (9 вопросов); «Стремление к закрытости мышления» — исследование отношения респондента к противоположной точке зрения (8 вопросов)1.
Методика служит для оценки уровня когнитивной закрытости у взрослых испытуемых с нормально развитым интеллектом и нормальной способностью к саморефлексии и применяется в психологических и прикладных междисциплинарных исследованиях, прежде всего в области изучения личностных черт и индивидуального когнитивного стиля (Roets et al., 2015; Rosen et al., 2014) и в социально-психологических исследованиях (Welster, Kruglanski,
1 Need for cognitive structure. URL: http://terpconnect.umd.edu/~hannahk/NFC_Scale.html.
1998; De Keersmaecker, Roets, 2017; Dugas, Kruglanski, 2018; Marchlewska et al., 2018). Учитывая закрепившиеся в психологии представления о когнитивной закрытости и довольно обширный опыт использования данного варианта методики (Хухлаев, Павлова, 2021), мы считаем необходимым иметь на русском языке пятифакторную полную версию опросника.
Метод
Данная работа посвящена переводу на русский язык, проверке надежности и валидизации методики А. Круглянски «Стремление к когнитивной закрытости». Оригинал опросника «Стремление к когнитивной закрытости» был взят с сайта лаборатории А. Круглянски, где он выложен в открытом доступе (Need for Cognitive Closure). Адаптация методики на русский язык проводилась в общем соответствии с требованиями к психодиагностике и психологическому тестированию (Downing, Haladyna, 2006; Батурин, Попов, 2010; Батурин, Выбойщик, 2011) и к математическим доказательствам в психологии (Coolican, 2014).
Процедура исследования
Процесс адаптации опросника включал три этапа: перевод, пилотажную проверку и статистическую проверку. На первом этапе опросник был переведен на русский язык двумя психологами, свободно владеющими английским языком, затем двумя профессиональными переводчиками независимо друг от друга был выполнен обратный перевод. После чего тексты двух прямых и обратных переводов были сопоставлены и отобраны вопросы, при переводе которых не возникало разночтений. Вопросы, двойной перевод которых сопровождался появлением различных вариантов, обсуждались с психологами и с третьим независимым переводчиком. Окончательный русскоязычный вариант вопросов утверждался коллегиально двумя психологами и третьим переводчиком.
Полученный перечень вопросов был снабжен шестибалльной шкалой Ликерта со значениями от «полностью не согласен» до «полностью согласен» и дополнен вопросами по основным демографическим показателям: полу, возрасту, уровню образования, профессии (направлению подготовки).
Участники исследования
В статистическую обработку были включены данные 643 респондентов. По параметру «возраст» валидных значений 643, пропущенных нет. Возраст респондентов составил от 14 до 71 года, средний возраст — 29.5 лет, медиана — 26 лет, мода — 22, стандартная ошибка среднего — 0.45, дисперсия — 128.44. Респонденты студенческого возраста (18-22 лет) составили 37.2% выборки.
В выборке женщины составили 377 человек (58.7%), мужчины — 128 человек (19.9%), всего валидных по характеристике «пол» 505 записей (78.6%), пропущенных значений по параметру «пол» — 138 (21.4%).
По параметру «образование» пропущенных значений 139 (22%), о высшем образовании свидетельствуют 298 записей (46%), о неоконченном высшем — 122 записи (19%), о двух и более высших образованиях — 50 записей (8%), о среднем образовании — 34 (5%).
Первичная обработка данных
Собранная база данных подверглась проверке на предмет наличия некорректных данных, «странных данных», дублированных данных и пропусков ответов средствами статистического пакета IBM SPSS «Statistics 23» и в программе «Jamovi 1.6.15». Возможность производить пропуски и некорректные записи была исключена посредством настроек электронной формы. В результате были получены 643 наблюдения, полностью отвечающие всем требованиям к корректности данных (оригинальность данных и отсутствие «странностей»). Обратные баллы были переведены в прямые.
В таблице 1 приведены описательные статистики по шкалам, что позволяет оценить достаточную нормальность данных (приближенность медиан и средних, размер стандартного отклонения, небольшие показатели асимметрии), а также видеть нормативность показателей по шкалам (средние и медианы).
Таблица 1
Описательная статистика шкал теста
Стремление к порядку Стремление к предсказуемости Решительность Избегание двойственности Стремление к закрытости мышления
Среднее 37.32 29.16 26.17 36.86 22.21
Медиана 38 29 26 37 22
Стандартное отклонение 8.69 6.94 6.481 6.40613 4.94
Асимметрия -0.28 0.117 -0.12 -0.181 -0.06
Стандартная ошибка асимметрии 0.096 0.096 0.096 0.096 0.096
Эксцесс -0.225 -0.057 -0.419 0.442 -0.074
Стандартная ошибка эксцесса 0.192 0.192 0.192 0.192 0.192
Минимум 11 9 9 15 9
Максимум 60 48 41 64 36
Статистический анализ и математическое моделирование
Основной этап статистической проверки работы русскоязычного варианта методики включал описательные статистики, расчет альфы Кронбаха и омеги Мак-Доналда по всему тесту и отдельным шкалам теста, проверку дискрими-нативности (дельта Фергюсона).
Далее производилась оценка качества, по результатам приведены параметры х2, х2^£ RMSEA, SRMR, CFI, и согласованности с использованием альфы Кронбаха. Оптимальная структура для русскоязычной версии подбиралась посредством выборочного удаления вопросов (расчеты производились в программе «|атоу1 1.6.15»). Дополнительно посчитаны корреляции между шкалами опросника.
Ретестовая надежность была определена при помощи повторного тестирования спустя три недели на выборке из 53 человек.
Данные о гендерных различиях в стремлении к когнитивной закрытости проверены методом ¿-критерия Стьюдента для двух независимых выборок — мужской и женской.
Конвергентная валидность была проверена на примере шкалы «Толе-рантность/интолерантность к неопределенности» Т.В. Корниловой (Корнилова, 2010) на выборке из 114 респондентов.
Результаты и их обсуждение
Дискриминативность
При оценке шкал теста по методу Фергюсона показатель «дискриминативность» составил следующие значения: «Стремление к порядку» = 0.98; «Стремление к предсказуемости» = 0.98; «Решительность» = 0.99; «Избегание двойственности» = 0.97; «Стремление к закрытости мышления» = 0.98. Шкалы теста имеют высокую дискриминативность.
Согласованность
Показатели одномоментной согласованности — омега Мак-Доналда и альфа Кронбаха — представлены в таблице 2 (расчеты производились в программе «|атоу1»). По всему опроснику альфа Кронбаха составила 0.789, на основе стандартизованных пунктов — 0.793. Полученные показатели указывают, что в тесте есть три шкалы с высокой внутренней согласованностью («Стремление к порядку», «Стремление к предсказуемости», «Решительность»), есть шкала с более низкой, но допустимой согласованностью («Избегание двойственности»). Шкала «Измерение закрытости мышления» показала наименьший результат по согласованности, однако он был невысоким и в англоязычной версии опросника (0.615), и в его итальянской адаптации, где также был получен относительно низкий показатель альфы Кронбаха (0.61) (Р1егго е! а1., 1995), а на фламандской выборке он составил всего 0.47
Таблица 2
Показатель альфа Кронбаха в русскоязычной (38 вопросов) и оригинальной (42 вопроса) версиях опросника
Субшкала ш Мак-Доналда а Кронбаха а Кронбаха в ориг. иссл.
Стремление к порядку 0.823 0.810 0.822
Стремление к предсказуемости 0.757 0.750 0.787
Решительность 0.746 0.738 0.700
Избегание двойственности 0.638 0.632 0.666
Стремление к закрытости мышления 0.524 0.517 0.615
Общий показатель по тесту 0.816 0.811 0.841
(Kossowska et al., 2002). Таким образом, показатели омега Мак-Доналда и альфа Кронбаха для всех шкал и общего балла в русской версии можно считать достаточными, адекватно отражающими оригинальную, англоязычную модель.
Стоит отметить, что пятифакторная модель была разработана достаточно давно (Webster, Kruglanski, 1994), и в ранних языковых адаптациях (Pierro et al., 1995) для проверки согласованности были использованы только показатели альфа Кронбаха и/или омега Мак-Доналда. По этим параметрам русскоязычная версия методики вполне сопоставима с зарубежными аналогами опросника.
Более поздние проверки качества модели теста показали, что с учетом современных статистик его структура не совершенно согласована.
Критику факторной структуры опросника высказали С. Неуберг с соавт. (Neuberg et al., 1997). Согласно произведенным ими расчетам, факторы «Стремление к порядку» и «Стремление к закрытости мышления» отрицательно значимо коррелируют со «Стремлением к предсказуемости», а «Решительность» и «Стремление к закрытости мышления» вообще не показывают значимых связей с другими шкалами. Эта же рабочая группа утверждает, что вопросы лучше укладываются в структуру с большим количеством факторов, нежели пять.
При апробации китайской версии авторы раскритиковали пятифакторную структуру, а затем предложили свой национальный вариант в виде двухфак-торной краткой модели с 18 вопросами (Moneta, Yip, 2004).
В польской версии решено было оставить только три шкалы из пяти: «Стремление к порядку», «Стремление к предсказуемости» и «Избегание двойственности» (Kossowska, 2003).
В кросс-культурном исследовании структуры когнитивной закрытости 2002 г. попытка составить единый конструкт из пяти шкал и проверить модель на соответствие потерпела неудачу (Kossowska et al., 2002), после чего авторами было принято решение проверять на согласованность шкалы по
отдельности, т.е. рассматривать как независимые. Сравнительное исследование показало, что в национальных адаптациях пятифакторной модели согласованность разных шкал и всего опросника довольно сильно варьирует (Kossowska et al., 2002, p. 274; Neuberg et al., 1997, p. 1401).
Проверка модели при помощи модуля «Модели структурных уравнений» (Structural Equation Models, SEM) статистического пакета «Jamovi» дала результаты, представленные на рисунке 1. Основные характеристики модели приведены в таблице 3.
Рисунок 1
Моделирование пятифакторной структуры с 38 вопросами
32
Таблица 3
Характеристики модели
Структура X2 df X2/df SRMR RMSEA CFI TLI
Пятифакторная 2708 655 4.13 0.078 0.07 0.67 0.647
Четырехфакторная (без шкалы «Решительность») 1878 458 4.1 0.075 0.07 0.702 0.677
Трехфакторная (без шкал «Решительность» и «Стремление к закрытости мышления») 1189 272 4.37 0.07 0.073 0.771 0.747
Проверка пятифакторной модели с удаленными вопросами (7, 14, 21, 36) дала следующие результаты: x2 = 2708, df = 655, x2/df = 4.13 (в норме), CFI = 0.67 (ниже нормы), SRMR = 0.078 (в норме), RMSEA = 0.07 (в норме), TLI = 0.647 (ниже нормы) (Cangur, Ercan, 2015), при этом ш = 0.811, а = 0.805.
При удалении из модели шкалы «Решительность» мы получили значительно лучшие результаты по параметру x2/df = 4.1 (в норме), несколько улучшились параметры CFI = 0.702 (ниже нормы), остальные параметры не претерпели существенных изменений.
При удалении шкал «Решительность» и «Стремление к закрытости мышления» мы получили несколько более хорошие результаты по параметрам CFI = 0.771 (ниже нормы) и TLI = 0.747 (ниже нормы), которые, однако, остались ниже нормы. Не в лучшую сторону изменился x2/df = 4.37 (в норме). Остальные параметры не претерпели существенных изменений.
Таким образом, наилучшего соответствия русскоязычной версии по параметрам CFI и TLI удалось достичь при удалении третьей шкалы «Решительность» и пятой шкалы «Стремление к закрытости мышления». Ослабление общего конструкта третьей и пятой шкалой отмечалось и в работе М. Коссовской с соавт. (Kossowska et al., 2002), и им удалось достичь наилучшего соответствия модели, удалив данные шкалы. В нашей проверке также получилось достичь подобного эффекта, что, однако, не привело модель в целом к необходимым по современным требованиям значениям показателей.
Мы отмечаем, что психодиагностические измерения могут лишь в известной степени отражать реальность, поскольку «никакая структура не является истинной и единственно возможной, но лишь представляет собой более или менее удачное моделирование» (Bandalos, Finney, 2019, p. 105). Оригинальная англоязычная пятифакторная модель, являясь несовершенной, тем не менее представляет интерес с точки зрения истории работы над конструктом, а также понимания специфики использования этой ранней версии в уже опубликованных работах. Русскоязычный вариант пятифакторной модели при удалении четырех вопросов (7, 14, 21, 36) наилучшим образом соответствует первоначальному варианту и при этом обладает максимально возможными показателями согласованности, т.е. в целом является сопоставимым с другими мировыми аналогами данного опросника.
В корреляции шкал (см. таблицу 4) мы видим, что шкалы позитивно и значимо согласованы друг с другом, за исключением шкалы «Решительность», которая проявила отрицательные связи с остальными измерениями конструкта. Наши результаты согласуются с данными, полученными китайскими исследователями, у которых шкала «Решительность» также демонстрировала отрицательную корреляцию с другими шкалами (Moneta, Yip, 2004).
Следует отметить, что у теста нет единого интегративного показателя, поэтому отрицательные корреляции шкалы «Решительность» с рядом шкал не вносят каких-либо противоречий в интерпретацию результатов теста. Методика проявляет себя как «набор шкал», в большей или меньшей степени связанных друг с другом, и потому целостность модели Д. Вебстер и А. Кру-глянски остается дискуссионной.
Таблица 4
Корреляции Пирсона между субшкалами опросника
Стремление к предсказуемости Решительность Избегание двойственности Стремление к закрытости мышления
Стремление к порядку 0.479** 0.184** 0.293** 0.154**
Стремление к предсказуемости -0.129** 0.431** 0.216**
Решительность -0.148** 0.001
Избегание двойственности 0.256**
** p < 0.01 (двусторонний критерий).
Ретестовая надежность
Ретестовая надежность была проверена на группе из 53 респондентов из общей выборки путем повторного тестирования через три недели. Коэффициент корреляции результатов первого и второго тестирования в целом по опроснику составил 0.72 при р < 0.001. В оригинальном исследовании соответствие при втором тестировании составило 0.862 (на выборке из 49 человек, надежность измерения не указана) (Webster, Kruglanski, 1994).
Измерения стремления к когнитивной закрытости имеют достаточную ситуационную изменчивость, что указано как в теории эпистемической мотивации А. Круглянски (Kruglanski, 1989), так и в описании родственных конструктов. Так, «Открытость опыту» в «Большой пятерке» составила 0.77 (Бардина, Шмелев, 2010), в другом исследовании — 0.66 (Сергеева и др., 2016). Ретестовая надежность в нашем исследовании в целом отвечает уровню стабильности для шкал похожего типа.
Дополнительные проверки теста Гендерные различия в стремлении к когнитивной закрытости
Разница между мужчинами (126 чел.) и женщинами (379 чел.) по шкале «Стремление к порядку», искомая методом t-критерия Стьюдента, не достигла статистической значимости (t = 0.4 при p = 0.69); незначимы различия и по шкалам «Стремление к предсказуемости» (t = 1.033 при р = 0.32), «Решительность» (t = 0.32 при р = 0.749), «Избегание двойственности» (t = 1.369 при р = 0.172), «Стремление к закрытости мышления» (t = 0.798 при р = 0.425). Авторами англоязычной методики были получены схожие результаты: они отмечают отсутствие значимых различий между мужчинами и женщинами по общему показателю теста (Webster, Kruglanski, 1994).
Конвергентная валидность
Стремление к когнитивной закрытости позитивно коррелирует с избеганием неопределенности и двойственности в разных операционализациях этих качеств (Ясин, Рябиченко, 2021).
Конструкты интолерантности к неопределенности, направленности к неопределенности и стремления к когнитивной закрытости имеют общие основания в определениях — это объяснение понятий через «неопределенность» и «неоднозначность», как отмечают Н. Розен с соавт. (Rosen et al., 2014).
Конвергентная валидность проверялась путем сопоставления теста на стремление к когнитивной закрытости и шкалы «Интолерантность 1» (фактор 2) опросника «Толерантность/интолерантность к неопределенности» Т.В. Корниловой (Корнилова, 2010) на выборке из 114 человек, не входящей в общую выборку. Корреляционный анализ методом Пирсона дал результаты, представленные в таблице 5.
Исследование конвергентной валидности показывает, что шкалы «Избегание двойственности» и «Стремление к порядку» теста А. Круглянски имеют достаточно сильные позитивные корреляции со шкалой «Инто-лерантность 1» опросника Т.В. Корниловой, что подтверждает уже сложившееся преставление (Rosen et al., 2014; Ясин, Рябиченко, 2021) о связи этих конструктов. Шкала «Стремление к закрытости мышления» слабо коррелирует со шкалой «Интолерантность 1» опросника Т.В. Корниловой. Мы также видим, что шкала «Решительность» адаптируемого опросника снова «выбивается» из общей логики теста, т.е. ведет себя как независимая. Проверка показывает как позитивные корреляции ряда шкал, так и разницу между результатами измерения двумя опросниками.
Выводы
Работа по русскоязычной адаптации опросника «Стремление к когнитивной закрытости» позволяет говорить о результатах, в целом сопоставимых и
Таблица 5
Корреляции (Пирсона) шкал опросника «Стремление к когнитивной закрытости» (Webster, Kruglanski, 1994) со шкалой «Интолерантность 1» опросника «Толерантность/интолерантность к неопределенности» (Корнилова, 2010)
Шкалы Интолерантность 1
Стремление к порядку 0.431**
Стремление к предсказуемости 0.374**
Решительность -0.137
Избегание двусмысленности 0.478
Стремление к закрытости мышления 0.163*
* p < 0.05, ** p < 0.01 (двусторонний критерий).
согласующихся с результатами оригинала и других языковых адаптаций. Имеющиеся противоречия и неидеальная согласованность встречаются также и в других национальных вариантах теста.
Мы отмечаем, что пятифакторная структура не является хорошо согласованной моделью. Так, мы получили довольно слабую в плане согласованности пятую шкалу «Стремление к закрытости мышления»; к тому же она же не проявила достаточных корреляционных связей с другими шкалами. Третья шкала «Решительность» отрицательно коррелирует с другими шкалами этого опросника. Однако подобные проблемы наблюдают исследователи и в процессе других языковых адаптаций теста, не исключая англоязычный оригинал.
При поверке опросника (пятифакторная версия из 38 вопросов, с исключенными пунктами 7, 14, 21, 36) методом моделирования при помощи структурных уравнений (Structural Equation Models, SEM) получены показатели в рамках нормы: x2/df = 4.08, SRMR = 0.078, RMSEA = 0.07, однако параметры CFI и TLI не соответствуют требуемым (CFI = 0.67, TLI = 0.647, т.е. ниже нормы). Этот вариант опросника является наиболее удачным, наиболее согласованным для пятифакторного варианта и самим близким к структуре оригинала.
Знакомство с вариантом, сохраняющим пятифакторную структуру, мы видим полезным, учитывая сложившуюся традицию использования теста именно в виде пятифакторной модели. Она оставляет возможность сравнивать результаты русскоязычных исследований и зарубежных исследований с применением данной методики, особенно учитывая тот факт, что данный тест широко применяется в социально-психологических изысканиях.
Представленные в статье данные могут быть полезными для понимания уже существующей практики применения опросника «Стремление к когнитивной закрытости», попыток использования его полного пятифакторного варианта на русском языке, а также для дальнейшей работы над операциона-лизацией конструкта когнитивной закрытости. Данная публикация является полезной для понимания отмеченных нюансов при работе по снижению размерности теста, что возможно сделать в перспективе.
Литература
Бардина, О. Н., Шмелев, А. Г. (2010) Диагностика факторов Большой Пятерки методом ипсатив-ного опросника. В кн. Современная диагностика в период инноваций: сборник тезисов II Всероссийской научной конференции (с. 55-58). Челябинск: Издательский центр ЮУрГУ. Батурин, Н. А., Выбойщик, И. В. (2011). Психология оценивания и оценки: теоретические и прикладные аспекты. Монография. Челябинск: Министерство образования и науки Российской Федерации, Южно-Уральский государственный университет. Батурин, Н. А., Попов, А. Ю. (2010). Методы контроля за качеством психодиагностических методик на основе стандарта требований к психодиагностическим методикам. Вестник Южно-Уральского государственного университета. Серия: Психология, 27(203), 7-8.
Корнилова, Т. В. (2010). Новый опросник толерантности-интолерантности к неопределенности.
Психологический журнал, 31(1), 74-86. Сергеева, А. С., Кириллов, Б. А., Джумагулова, А. Ф. (2016). Перевод и адаптация краткого пяти-факторного опросника личности (TIPI-RU): оценка конвергентной валидности, внутренней согласованности и тест-ретестовой надежности. Экспериментальная психология, 9(3), 138154. https://doi.org/10.17759/exppsy.2016090311 Хухлаев, О. Е., Павлова О. С. (2021). «Мне известно, что мне ничего не известно». Социально-когнитивные предпосылки поддержки радикальных взглядов. Социальная психология и общество, 12(3), 87-102. https://doi.org/10.17759/sps.2021120307 Ясин, М. И. (2020). Концепция когнитивной закрытости: история и смежные понятия. Вестник Костромского государственного университета. Серия: Педагогика. Психология. Социокинетика, 26(1), 174-181. https://doi.org/10.34216/2073-1426-2020-26-1-174-181 Ясин, М. И., Рябиченко, Т.А. (2021). Когнитивные предикторы гибридной и альтернативной идентификации в поликультурной среде: обзор зарубежных исследований. Современная зарубежная психология, 10(3), 79-91. https://doi.org/10.17759/jmfp.2021100308
Ссылки на зарубежные источники см. в разделе References. References
Bandalos, D., & Finney, S. (2019). Factor analysis: Exploratory and confirmatory. The reviewer's guide to quantitative methods in the social sciences. New York, NY: Routledge. https://doi.org/10.4324/9781315755649-8 Bardina, O. N., & Shmelev, A. G. (2010). Diagnostika faktorov Bolshoi Pyaterki metodom ipsativnogo oprosnika [Diagnostics of the Big Five factors using the ipsative questionnaire]. In Sovremennaya diagnostika vperiod innovatsii: sbornik tezisov II Vserossiiskoi nauchnoi konferentsii [Modern diagnostics in the period of innovation: Proceedings of the II All-Russian scientific conference] (pp. 55-58). Chelyabinsk: Izdatel'skii tsentr YuUrGU. Bar-Tal, Y. (1994). The effect on mundane decision-making in the need and ability to achieve cognitive
structure. European Journal of Personality, 8(1), 45-58. Baturin, N. A., & Popov, A. Yu. (2010). Metody kontrolya za kachestvom psikhodiagnosticheskikh metodik na osnove standarta trebovanii k psikhodiagnosticheskim metodikam [Quality control methods for psychodiagnostic methods based on the standard of requirements for psychodiagnostic methods]. Vestnik Yuzhno-Uralskogo Gosudarstvennogo Universiteta [South Ural State UniversityBulletin]. Series: Psychology, 27(203), 7-8. Baturin, N. A., & Vyboishchik, I. V. (2011). Psikhologiya otsenivaniya i otsenki: teoreticheskie ipriklad-nye aspekty [Psychology of evaluation and assessment: theoretical and applied aspects]. Chelyabinsk: Ministerstvo obrazovaniya i nauki Rossiiskoi Federatsii, Yuzhno-Ural'skii Gosudarstvennyi Universitet. Cangur, S., & Ercan, I. (2015). Comparison of model fit indices used in structural equation modeling under multivariate normality. Journal of Modern Applied Statistical Methods, 1(14), 152-167. https://doi.org/10.22237/jmasm/1430453580 Coolican, H. (2014). Research methods and statistics in psychology (6th ed.). London: Psychology Press. https://doi.org/10.4324/9780203769836
De Keersmaecker, J., & Roets, A. (2017). 'Fake news': incorrect, but hard to correct. The role of cognitive ability on the impact of false information on social impressions. Intelligence, 65, 107-110. https://doi.org/10.1016/j.intell.2017.10.005 Downing, S. M., & Haladyna, T. M. (2006). Handbook of test development. Hillsdale, NJ: Erlbaum. Dugas, M., & Kruglanski, A. W. (2018). Shared reality as collective closure. Current Opinion in
Psychology, 23, 72-76. https://doi.org/10.1016/jxopsyc.2018.01.004 Jost, J. T., Glaser, J., Kruglanski, A. W., & Sulloway, F. J. (2003). Political conservatism as motivated social cognition. Psychological Bulletin, 129, 339-375. https://doi.org/10.1037/0033-2909.129.3.339
Khukhlaev, O. E., & Pavlova, O. S. (2021). "I know that I don't know anything". Socio-cognitive antecedents of the radicalization. Sotsial'naya Psikhologiya i Obshchestvo [Social Psychology and Society], 12(3), 87-102. https://doi.org/10.17759/sps.2021120307 (in Russian) Kornilova, T. V. (2010). Novyi oprosnik tolerantnosti-intolerantnosti k neopredelennosti [New Questionnaire of Tolerance-Intolerance to Uncertainty]. Psikhologicheskii Zhurnal, 31(1), 74-86. Kossowska, M. (2003). Roznice indywidualne w motywacji poznawczej [Individual differences in cognitive motivation]. PrzeglqdPsychologiczny, 46, 355-375. Kossowska, M., van Hie, A., Chun, W. Y., & Kruglanski, A. W. (2002). The Need for Cognitive Closure Scale: Structure, cross-cultural invariance, and comparison of mean ratings between European-American and East Asian samples. Psychologica Belgica, 42(4), 267-286. Kruglanski, A. W. (1989). Lay epistemics and human knowledge: Cognitive and motivational bases. New York, NY: Springer.
Kruglanski, A. W. (2004). The psychology of closed mindedness. New York, NY: Psychology Press.
https://doi.org/10.4324/9780203506967 Kruglanski, A. W., Atash, M. N., De Grada, E., Mannetti, L., & Pierro A. (1997). Psychological theory testing versus psychometric nay saying: Need for closure scale and the Neuberg et al. critique. Journal of Personality and Social Psychology, 73, 1005-1016. Kruglanski, A. W., & Webster, D. M. (1996). Motivated closing of the mind: "seizing" and "freezing".
Psychological Review, 103, 263-283. Marchlewska, M., Cichocka, A., & Kossowska, M. (2018). Addicted to answers: Need for cognitive closure and the endorsement of conspiracy beliefs. European Journal of Social Psychology, 48(2), 109117. https://doi.org/10.1002/ejsp.2308 McCrae, R. R., & Costa, P. T. (1989). The structure of interpersonal traits: Wiggins's circumplex and
the Five-Factor Model. Journal of Personality and Social Psychology, 56, 586-595. McCrae, R. R., & Costa P. (2021). Understanding persons: From Stern's personalistics to Five-Factor Theory. Personality and Individual Differences, 169, Article 109816. https://doi.org/10.1016Zj.paid.2020.109816 Moneta, G. B., & Yip, P. P. Y. (2004). Construct validity of the scores of the Chinese version of the Need for Closure Scale. Educational and Psychological Measurement, 64(3), 531-559. https://doi.org/10.1177/0013164403258446 Neuberg, S. L., Judice, T. N., & West, S. G. (1997). What the need for cognitive closure scale measures and what it does not: toward the differentiating of epistemic motives. Journal of Personality and Social Psychology, 72, 1396-1412. Pierro, A., Mannetti, L., Converso, D., Garsia, V., Miglietta, A. M., Ravena, M., & Rubini, M. (1995). Caratteristiche strutturali della versione italiana della scala di Bisogno di Chiusura Cognitiva (di
Webster & Kruglanski) [Structural characteristic of the Italian version of the need for cognitive closure scale]. Testing, Psicometria, Metodología, 2(3-4), 125-141. Roets, A., Kruglanski, A. W., Kossowska, M., Pierro, A., & Hong, Y. Y. (2015). The motivated gatekeeper of our minds: New directions in need for closure theory and research. Advances in Experimental Social Psychology, 52, 221-283. https://doi.org/10.1016/bs.aesp.2015.01.001 Roets, A., & van Hiel, A. (2011). Item selection and validation of a brief, 15-item version of the Need for Closure Scale. Personality and Individual Differences, 50(1), 90-94. https://doi.org/10.1016Zj.paid.2010.09.004 Roets, A., van Hiel, A., & Dhon, K. (2012). Is sexism a gender issue? A motivated social cognition perspective on men's and women's sexist attitudes toward own and other gender. European Journal of Personality, 26, 350-359. https://doi.org/10.1002/per.843 Rosen, N. O., Ivanova, E., & Knauper, B. (2014). Differentiating intolerance of uncertainty from three related but distinct constructs. Anxiety, Stress and Coping, 27(1), 55-73. https://doi.org/10.1080/10615806.2013.815743 Saroglou, V. (2002). Beyond dogmatism: the need for closure as related to religion. Mental Health,
Religion & Culture, 5(2), 183-193. https://doi.org/10.1080/13674670210144130 Sergeeva, A. S., Kirillov, B. A., & Dzhumagulova, A. F. (2016). Translation and adaptation of short five factor personality questionnaire (TIPI-RU): convergent validity, internal consistency and test-retest reliability evaluation. Eksperiment'l'naya Psikhologiya [Experimental Psychology], 9(3), 138154. https://doi.org/10.17759/exppsy.2016090311 (in Russian) Van Assche, J., Bostyn, D., De Keersmaecker, J., Dardenne, B., & Hansenne, M. (2017). Intergroup reconciliation between Flemings and Walloons: The predictive value of cognitive style, authoritarian ideology, and intergroup emotions. Psychologica Belgica, 57(3), 132-155. https://doi.org/10.5334/pb.333 Webster, D. M., & Kruglanski, A. W. (1994). Individual differences in need for cognitive closure.
Journal of Personality and Social Psychology, 67(6), 1049-1062. Webster, D. M., & Kruglanski, A. W. (1998). Cognitive and social consequences of the need for cognitive closure. European Review of Social Psychology, 8, 133-173. Yasin, M. I. (2020). Cognitive closure concept: history and relevant notions. Vestnik Kostromskogo Gosudarstvennogo Universiteta [Vestnik Kostroma State University]. Series: Pedagogy. Psychology. Sociokinetics, 26(1), 174-181. https://doi.org/10.34216/2073-1426-2020-26-1-174-181 (in Russian)
Yasin, M. I., & Ryabichenko, T. A. (2021). Cognitive predictors of hybrid and alternative identification in multicultural environment: review of foreign studies. Sovremennaya Zarubezhnaya Psikhologiya [Journal of Modern Foreign Psychology], 10(3), 79-91. https://doi.org/10.17759/jmfp.2021100308 (in Russian)
Приложение
Вопросы теста
1. Я думаю, что наличие четких правил и порядка в работе — основа успеха.
2. Даже когда я принял решение относительно чего-либо, я готов выслушать противоположную точку зрения.
3. Я не люблю неопределенные ситуации.
4. Мне не нравятся вопросы, на которые можно ответить по-разному.
5. Мне нравятся непредсказуемые друзья.
6. Я считаю, что хорошо упорядоченный образ жизни с четким расписанием соответствует моему темпераменту.
7. Мне нравится неопределенность новых ситуаций, когда не знаешь, что может произойти.
8. Когда я ужинаю вне дома, предпочитаю посещать знакомые кафе и рестораны, потому что знаю, чего от них ожидать.
9. Я чувствую дискомфорт, когда не понимаю, почему то или иное событие произошло в моей жизни.
10. Меня раздражает, когда человек не соглашается с тем, с чем согласны все остальные.
11. Я ненавижу изменять свои планы в последнюю минуту.
12. Я бы описал себя как нерешительного человека.
13. Когда я хожу по магазинам, я с трудом могу решить, что именно мне нужно.
14. Столкнувшись с проблемой, я, как правило, сразу вижу лучшее решение.
15. Когда я нахожусь в замешательстве относительно нерешенного вопроса, я чувствую себя очень плохо.
16. Я склонен откладывать принятие важных решений до последнего момента.
17. Я обычно принимаю важные решения быстро и уверенно.
18. Я никогда не опаздывал на встречу или на работу.
19. Я думаю, что это здорово — менять свои планы в последний момент.
20. Мои вещи обычно находятся в беспорядке.
21. В конфликтах я могу легко определить, кто прав, а кто — нет.
22. Я никогда не встречал людей, которые бы мне не нравились.
23. Мне трудно дается принятие решений.
24. Я считаю, что аккуратность и организованность — одни из наиболее важных качеств хорошего студента.
25. В конфликтных ситуациях я обычно замечаю, что обе стороны могут оказаться правыми.
26. Я не люблю быть с людьми, которые способны на неожиданные поступки.
27. Я предпочитаю общаться с хорошо знакомыми людьми, потому что знаю, чего от них ожидать.
28. Я думаю, что мне было бы лучше всего учиться в классе, в котором нет четко поставленных задач и требований.
29. Когда я думаю над какой-нибудь проблемой, то рассматриваю как можно больше различных мнений.
30. Я не люблю попадать в ситуации, от которых неизвестно, чего ожидать.
М.1. Уаяи, О.Е. КкыкЫаеи. Questionnaire "Ткв Иввё/от Cognitive СЬзыте"
299
31. Мне все время хочется знать, что думают другие люди.
32. Мне не нравится, когда чье-то высказывание можно трактовать по-разному.
33. Меня очень раздражает, когда человек не может сформулировать свое мнение.
34. Я считаю, что организация четкого распорядка позволяет мне получать от жизни больше удовольствия.
35. Мне нравится четкий и структурированный образ жизни.
36. Я предпочитаю взаимодействовать с людьми, чье мнение существенно отличается от моего.
37. Мне нравится, когда для любого дела есть план, а у любой вещи — место.
38. Я чувствую дискомфорт, когда чье-то мнение или намерение мне непонятны.
39. Я считаю, что никогда не следует участвовать в развлекательных мероприятиях.
40. Когда пытаюсь решить проблему, то зачастую вижу так много вариантов ее решения, что это сбивает с толку.
41. Я всегда вижу много возможных решений проблемы, с которой сталкиваюсь.
42. Мне лучше узнать плохую новость, чем находиться в состоянии неопределенности.
43. Я думаю, нет такого понятия, как «искреннее заблуждение».
44. Обычно перед тем, как сформировать свою позицию, я не рассматриваю разные точки зрения.
45. Я не люблю непредсказуемых ситуаций.
46. Я никогда не обижал другого человека.
47. Я не люблю рутину на работе (учебе).
Подсчет баллов за тест:
1. «Перевернутые» пункты: 2, 5, 7, 12, 13, 16, 19, 20, 23, 25, 28, 29, 36, 40, 41 и 47.
2. «Шкала лжи»: сложите баллы по пунктам 18, 22, 39, 43 и 46. Считается доверительным значение не выше 15 баллов по «Шкале лжи».
3. Для подсчета баллов по отдельным факторам:
Стремление к порядку: 1, 6, 11, 20, 24, 28, 34, 35, 37, 47. Стремление к предсказуемости: 5, 7*, 8, 19, 26, 27, 30, 45. Решительность: 12, 13, 14*, 16, 17, 23, 40. Избегание двусмысленности: 3, 9, 15, 21*, 31, 32, 33, 38, 42. Стремление к закрытости мышления: 2, 4, 10, 25, 29, 36*, 41, 44.
Примечание. * — данные пункты удалены нами из финальной версии опросника.
