CC BY
75
УДК 159.9.078
Вестник СПбГУ Психология. 2022. Т. 12. Вып.3
Русскоязычная версия Шкалы базового самооценивания (Core Self-Evaluation Scale): психометрическая проверка и перспективы использования*
С. А. Маничев, Н. Н. Лепехина, О. Н. Ильина
Санкт-Петербургский государственный университет,
Российская Федерация, 199034, Санкт-Петербург, Университетская наб., 7-9
Для цитирования: Маничев С. А., Лепехин Н. Н., Ильина О. Н. Русскоязычная версия Шкалы базового самооценивания (Core Self-Evaluation Scale): психометрическая проверка и перспективы использования // Вестник Санкт-Петербургского университета. Психология. 2022. Т. 12. Вып. 3. С. 285-308. https://doi.org/10.21638/spbu16.2022.304
В статье представлено теоретическое описание и психометрическая проверка русскоязычной версии методики Шкала базового самооценивания (Core Self-Evaluation Scale). Шкала базового самооценивания является интегральным показателем, отражающим наличие личностного ресурса проактивного поведения, а также обобщенным диспозиционным предиктором удовлетворенности работой и позитивной самооценки результатов рабочей деятельности. Апробация и проверка методики проводились в несколько этапов, общее количество респондентов N = 917, работников организаций Москвы, Санкт-Петербурга, Белгорода и других городов России, в возрасте от 18 до 60 лет, из них 62 % женщин, 38 % мужчин. Дизайн исследования включал следующие методики: адаптированный русскоязычный вариант Шкалы базового самооценивания Джадж и др., Пятифакторный опросник личности в адаптации Хромова, Шкалу общей самоэффективности в адаптации В. Г. Ромек, Шкалу самооценки Розенберга, шкалу «Уровень субъективного контроля» в модификации Ксенофонтовой, оценку вовлеченности в работу (Gallup Q 12). Была выявлена двухфакторная структура методики, включающая позитивное и негативное базовое самооценивание. Шкала базового самооценивания показала удовлетворительную надежность. Проверка валидности обнаружила значимые корреляционные связи с самооценкой, уровнем субъективного контроля, самоэффективностью, нейротизмом и вовлеченностью. Русскоязычная версия Шкалы базового самооценивания содержит 10 пунктов и обладает достаточной предварительной надежностью и валидностью, что делает ее удобным инструментом для измерения базовой самооценки персонала организаций. Выявлены различия выраженности уровня негативного базового самооценивания респондентов различного возраста и пола. Уровень базового самооценивания важен при комплектовании рабочих команд разной профессиональной специализации как предиктор проактивного поведения и командной устойчивости. Дальнейшие исследования могут быть направлены на подтверждение надежности и валидности методики для измерения личностных предикторов проактивного поведения в составе команд.
Ключевые слова: персонал, шкала базового самооценивания, самоэффективность, ло-кус контроля, нейротизм, самооценка, рабочие команды.
* Исследование выполнено при финансовой поддержке РНФ, проект «Концепция устойчивого развития команд в организации» № 22-28-1222. а Автор для корреспонденции.
© Санкт-Петербургский государственный университет, 2022
В условиях формирования цифровой экономики, ускорения инновационного развития и внедрения сетевых технологий меняется структура занятости и приоритеты в организации и содержании труда. Ближайшей перспективой является сокращение производственного персонала за счет автоматизации производства и резкое увеличение численности команд разработчиков продуктов и технологий. Современная аналитика показывает, что увеличивается разрыв между опережающими темпами технологических изменений и отставанием в росте продуктивности организации как целого.
Одна из причин низкой продуктивности заключается в использовании «застывших» форм перформанс-менеджмента, ориентированных на технологии управления «сверху вниз», которые не соответствуют ни быстро меняющимся трендам рыночной бизнес-среды, ни характеру современных форм труда, ни опережающему профессионально-интеллектуальному потенциалу работников. Для повышения быстроты реагирования на изменения бизнес-среды и внедрения цифровых технологий новые формы дизайна работы требуют дополнительных управляющих воздействий «снизу вверх» — со стороны персонала, работающего в составе команд. Команда как проактивный субъект деятельности обеспечивает быстрое и творческое реагирование на проблемы инновационных решений, поэтому овладение психологическими закономерностями их комплектования является важной задачей организации (Ployhart, Chen, 2019).
Командные формы дизайна работы предполагают проактивное поведение на рабочем месте: самоменеджмент, внутреннюю мотивацию к контролю своей рабочей среды, а также поддержание и развитие своей профессиональной компетентности, которые определяются как личностные ресурсы выполнения работы (Bakker, de Vries, 2021). Проактивное поведение проявляется в том, что сотрудники предпринимают инициативы, позволяющие предвидеть и внедрять изменения в работе, вызывающие увеличение неопределенности и динамичности. Активные инициативы на рабочем месте проводят работники с проактивными установками деятельности, опирающиеся на личностные ресурсы (Grant, Parker, 2009).
В современных моделях эффективного дизайна работы, наряду с рабочими ресурсами организационной среды, предполагается задействовать личностные ресурсы работника (Иванова и др., 2018; Bakker, de Vries, 2021). Одним из таких личностных ресурсов является «психологический капитал» — представление о собственной эффективности, которое является обобщением кросс-ситуационного и кросс-событийного опыта успешного разрешения рабочих ситуаций. Согласно ряду исследований, психологический капитал — положительное самовосприятие работника, характеризующееся самоэффективностью, оптимизмом, надеждой и жизнестойкостью (Kong et al., 2018). Характеристики, описывающие человеческий капитал, ближе не к чертам личности («trait»), а к состояниям («state»). Эти конструкты менее стабильны и более доступны для изменений по сравнению с чертами, но не так изменчивы, как эмоциональные переживания связанные с конкретным моментом деятельности (Luthans et al., 2007). Эта событийная и ситуативная пластичность личностного ресурса позволяет, с одной стороны, оценивать рабочие характеристики дизайна работы в качестве потенциала для развертывания проак-
тивности, а с другой — способствовать увеличению личностных ресурсов путем изменения организационных характеристик дизайна работы.
Шкала базового самооценивания (шБСО). Одним из имеющихся интегральных показателей, который достаточно полно отражает наличие личностного ресурса, является фундаментальное оценивание себя, или базовое самооценивание (БСО). Шкала базового самооценивания была разработана в качестве обобщенного диспозиционного предиктора удовлетворенности работой и позитивных результатов работы (Judge et al., 2003). Первоначально в качестве исходных диспо-зиционных предикторов удовлетворенности работой авторами-разработчиками были выбраны четыре хорошо изученные в теории и применяемые на практике характеристики:
1. Самоэффективность — вера в личную способность достигать целей и поддерживать общий контроль над событиями в жизни в различных контекстах.
2. Локус контроля — способность контролировать жизненные события — ин-тернальный локус контроля в противовес экстернальному локусу контроля.
3. Эмоциональная устойчивость как противоположность нейротизму — фактор Большой пятерки, личностная черта, противоположная беспокойству, тревоге и негативной самооценке.
4. Самооценка — включает в себя принятие, симпатию, уважение к себе и общую ценность себя (Judge et al., 2003).
До разработки и апробации конструкта базового самооценивания эти черты изучались изолированно и проявили себя как сильные предикторы удовлетворенности работой. В исследовании, где вышеперечисленные черты изучались совместно, обнаружилось, что степень выраженности каждой из них может быть объяснена более широкой фундаментальной характеристикой, которая может предсказать удовлетворенность работой лучше, чем каждая из четырех переменных по отдельности (Judge et al., 2002). Для обоснования и объяснения нового конструкта авторы ввели понятие «базовое (корневое) самооценивание» ^ore Self-Evaluation (CSE)), исходя из которого люди оценивают себя, других и социальную среду и которое служит интегративной базой для персонального восприятия собственной удовлетворенности или неудовлетворенности работой.
Разрабатываемый конструкт, который может с большой вероятностью предсказать удовлетворенность работой, должен отвечать трем критериям (Judge et al., 1998):
1. Ориентированность на самооценивание в противоположность оцениванию себя со стороны других, то есть включать обобщенное ценностное суждение о себе, а не простое описание поведения, например, «Я уверен, что достоин» вместо констатации «Я амбициозен». Предполагается, что, поскольку удовлетворенность работой сама по себе является оценкой работниками своей активности, самооценки работников, которые касаются того, что они думают о себе и как ценят себя, должны иметь большое влияние на удовлетворенность их работой.
2. Фундаментальность как исходный, корневой, базовый признак конструкта. Фундаментальность признака обусловливает более «поверхностные» черты и влияет на другие более конкретные проявления. Например, неуверенность в себе и разочарование считаются фундаментальными чертами, которые обычно предсказывают такую поверхностную черту, как самоагрессия. Базовая характеристи-
ка должна оказывать более сильное и последовательное влияние на удовлетворенность работой, чем поверхностные черты.
3. Широта конструкта — характеристика, которая имеет большую широту и глобальность, будет распространяться на большее число рабочих ситуаций, чем конкретная черта. Например, глобальная оценка способностей будет лучше предсказывать общую удовлетворенность работой, чем конкретная оценка своих художественных способностей при выполнении частного конкретного задания, требующего данных способностей.
Согласно выводам авторов, базовое самооценивание представляет собой относительно устойчивую личностную черту, сформировавшуюся на основе повторяющихся оценок индивидуумом себя, своих способностей и своих возможностей контролировать рабочие ситуации в процессе деятельности. Концепция базового самооценивания предполагает, что оценка собственных способностей и возможностей контроля в отношении результатов очень важна для того, как сотрудники воспринимают свою жизнь, свою работу и как они действуют на рабочем месте.
Метаанализ, проведенный в 2012 г. и обобщивший результаты 149 исследований за 15 лет, позволил сформулировать ряд положений относительно роли базового самооценивания и его взаимосвязей с другими диспозициями и характеристиками рабочего поведения (Chang et al., 2012).
• Базовое самооценивание и удовлетворенность. БСО имеет сильную позитивную связь как с удовлетворенностью жизнью, так и с удовлетворенностью работой. БСО влияет на удовлетворенность работой напрямую, а также косвенно, посредством позитивных оценок своей рабочей среды. Недавние исследования также подтверждают важность БСО для удовлетворенности работой (Pujol-Cols, 2019).
• Базовое самооценивание и эффективность. БСО позитивно связана с результатами выполнения задач, уровнем зарплаты и организационной коопери-рованностью (Organizational Citizenship Behavior) и отрицательно — с контрпродуктивным рабочим поведением. Работники с более высоким уровнем БСО предпринимают действия, чтобы сделать их работу более содержательной (Judge, Kammeyer-Mueller, 2011).
• Базовое самооценивание и приверженность работе. БСО отрицательно связана с актуальными установками на увольнение и положительно связана с аффективной приверженностью работе. В то же время имеется отрицательная связь с приверженностью в долгосрочной перспективе. Сотрудники с более высоким уровнем БСО имеют тенденцию искать более сложную и автономную работу и стремятся выбирать ту или иную стратегию изменения работы в соответствии с их предпочтениями (Лепехин, Ильина, 2021).
• Базовое самооценивание и мотивация. Имеется позитивная связь БСО с уровнем амбициозности целей, приверженности к достижению целей и внутренней мотивацией. Сотрудники с более высоким уровнем БСО стремятся к более инициативной работе. БСО является предиктором вовлеченности персонала, что особенно ярко проявляется в организациях с инновационной и поддерживающей культурой (Baloch et al., 2019).
• Базовое самооценивание и восприятие условий работы. Работники с высокой БСО воспринимают свою работу и должность как более привлекательные. БСО позитивно связана с положительной оценкой характеристик дизайна работы,
а также поддержки и справедливого отношения со стороны руководителя и коллег. Исследования показывают, что высокая базовая самооценка имеет предиктивную значимость для адаптации к организационным изменениям, а также инновационному поведению в организации (Attiq et al., 2017).
• Базовое самооценивание и профессиональный стресс. БСО негативно связано с оценкой уровня напряжения и стресса, вызванных физическими, поведенческими, психологическими характеристиками работы. Работники с более высоким уровнем БСО могут лучшее справляться со сложными задачами, потому что они используют подходы, более адекватные текущей ситуации, больше верят в свои способности и реже уходят от сложных задач, если потерпели неудачу (Bakker, Demerouti, 2017).
• Базовое самооценивание и индивидуальные различия. БСО на высоком уровне позитивно связана с экстраверсией, сознательностью, позитивной эмоциональностью, открытостью, мотивацией достижения, ориентацией на саморазвитие, а негативно — с мотивацией избегания, отрицательной эмоциональностью, мотивацией избегания неудачи (Chang et al., 2012).
Современные исследования дают основания предполагать, что БСО является важным предиктором проактивного поведения в рабочих командах.
Психометрические показатели англоязычной версии шБСО (Core Self-Evolution scale). Шкала базовой самооценки была представлена Т. A. Джадж (T. A. Judge) и соавторами в 2003 г. и в настоящее время разрешена для свободного использования и адаптации. В силу своей востребованности методика переведена и адаптирована в Германии, Франции, Италии, Голландии, Китае, Корее, Японии и других странах. Как правило, шкала БСО включает один фактор, интегрирующий четыре скрытые переменные: локус контроля, самооценку, самоэффективность, эмоциональную устойчивость (противоположный полюс нейротизма). Методика состоит из шести прямых утверждений: например, «Overall, I am satisfied with myself», — и шести обратных: «Sometimes I feel depressed». Респондентам предлагается отметить свой уровень согласия по 5-балльной оценочной шкале Лайкерта от «полностью согласен» до «совершенно не согласен». Англоязычная версия методики, разработанная Т. А. Джадж и коллегами, является достаточно надежной и валидной. Внутренняя согласованность теста и ретеста имеет показатель а-Кронбаха в среднем 0,84. Результаты факторного анализа подтвердили одномерную конструкцию методики. Прагматическая валидность была подтверждена положительной корреляцией с удовлетворенностью жизнью, производительностью труда и удовлетворенностью работой. Согласно авторским данным, имеется значимая связь с четырьмя исходными характеристиками конструкта: самооценкой, самоэффективностью, эмоциональной устойчивостью, локусом контроля, что свидетельствует о конвергентной валидности англоязычной версии шБСО (Judge et al., 2003).
Процедура адаптации методики
Работа по адаптации русскоязычной версии опросника проводилась на теоретическом и эмпирическом уровнях. Был осуществлен теоретический анализ англоязычной версии методики и ее релевантности для изучения личностных ресурсов проактивного поведения в организации. Далее были выдвинуты гипотезы о значи-
мых корреляционных связях русскоязычной версии шкалы базового самооценивания с адаптированными методиками, измеряющими самооценку, самоэффективность, эмоциональную стабильность, локус контроля. Также предполагалось, что, согласно литературным данным, шБСО будет связана с факторами E (экстраверсия) и С (сознательность). В отношении структуры выдвигалось предположение о гомогенности методики.
Эмпирическая валидизация проводилась в несколько этапов.
После проведения теоретического обзора для корректного перевода шБСО (Judge et al., 2003) был произведен прямой и обратный перевод с участием носителя языка. С целью проверки понимания формулировок инструкции и пунктов опросника было проведено пилотажное исследование на выборке респондентов (N = 34) в возрасте от 19 до 60 лет, 65 % женщин и 35 % мужчин. Другие описательные статистики указаны в Приложении 1. Несмотря на то что маленькая выборка допускает возможную погрешность в отношении принятия данного распределения в качестве нормального, коэффициент внутренней согласованности а-Кронбаха = 0,82 позволил сделать вывод о хорошей предварительной надежности. Вышесказанное дало авторам основание использовать методику на более многочисленной выборке для проверки ее надежности и валидности.
На следующем этапе осуществлялся сбор данных и проверка факторной структуры, внутренней согласованности, валидности методики. Для проверки факторной структуры и внутренней согласованности методики использовались данные по 422 респондентам, работающим в Москве и Санкт-Петербурге, из них 62 % женщин и 38 % мужчин: в возрасте от 18 до 31 года — 28 %, 31-49 лет — 50 %, больше 40 лет — 22 % (Исследование 1.1, N=422). Из этой выборки данные 152 респондентов, мужчин — 36 %, женщин — 64 %, были использованы в проверке валидности инструмента (Исследование 1.2, N = 182).
На третьем этапе с целью проверки факторной структуры были использованы результаты исследований, где использовалась русскоязычная версия шБСО. Методика шБСО использовалась для исследования работников производственной, медицинской и образовательной сфер в выпускной квалификационной работе (ВКР) К. Н. Каторгиной, науч. рук. Н. Н. Лепехин (Каторгина, 2021), для проверки факторной структуры выборка составила 196 человек, 28,6 % — мужчин, 71,4 % — женщин в возрасте от 21 года до 60 лет (Исследование 2, N = 196). Также русскоязычная версия шБСО использовалась в исследовании проактивного рабочего поведения (Лепехин, Ильина, 2021). Выборку данного исследования составили 228 респондентов рабочего населения России, из них 47 % мужчин и 53 % женщин в возрасте от 18 до 60 лет (Исследование 3, N = 228).
Исходная русскоязычная версия шБСО имеет структуру, аналогичную англоязычной версии. Методика состоит из шести прямых утверждений: например, «В целом я удовлетворен(а) собой», — и шести обратных: «Иногда я чувствую себя подавленным». Респондентам предлагается отметить свой уровень согласия по 5-балльной оценочной шкале Лайкерта от «полностью согласен» до «совершенно не согласен».
Для проверки конвергентной и дискриминативной валидности были использованы следующие методики:
• переведенный с английского русскоязычный вариант шБСО(Judge et al., 2003);
• Пятифакторный опросник личности (Costa, McCrae, версия 5PFQ, сост. H. Tsuji) в адаптации А. Б. Хромова (Хромов, 2000);
• Шкала общей самооэффективности (General Self-Efficacy Scale, M. Jerusalem, R. Schwarzer, 1971), в адаптации В. Г. Ромек (Шварцер и др., 1996);
• Шкала самооценки Розенберга (Self-Esteem Scale, Rosenberg, 1965);
• «Уровень субъективного контроля» (Е. Ф. Бажин, Е. А. Голынкина, А. М. Эт-кинд в модификации E. Г. Ксенофонтовой, Ксенофонтова, 1999).
Проверка прагматической валидности осуществлялась с помощью корреляционного анализа взаимосвязи базовой самооценки и вовлеченности в работу (Gallup Q 12) a-Кронбаха методик для конкретной выборки > 0,79.
Результаты исследования
После удаления выбросов и некорректно заполненных анкет данные проверялись на соответствие нормальному распределению. Распределение данных можно считать приближенным к нормальному при значении асимметрии и эксцесса -1 до +1, менее строгим критерием считаются значения, не превышающие |2| (Наследов, 2013). Распределение данных по методике отвечает вышеизложенным требованиям и имеет распределение, близкое к нормальному (см. Приложения 2-5). Таким образом, проведение анализа параметрическими методами является корректным.
Факторная структура шкалы. Для проверки факторной структуры шкалы использовался конфирматорный и эксплораторный факторный анализ при помощи IMB SPSS statistics v.23 и Amos v.23.0.0. Мера выборочной адекватности Кайзера — Мейера — Олкина (КМО) и Критерий сферичности Барлетта = 0,8 (p < 0,001) указывают на соответствие данных для факторного анализа. Изначально методом максимального правдоподобия была выявлена трехфакторная структура, объясняю-щяя 38,5 % общей дисперсии. Однако, в отличие от первых двух факторов, которые описывали около 18,5 и 14,7 % дисперсии соответственно, третий выделенный компонент объясняет только 4,9 %. В связи с этим при следующем вычислении было установлено фиксированное количество факторов, равное двум. Двухфакторная модель описывала 33,4 % дисперсии, что является допустимым при выборе более экономичной модели. Согласно литературным данным, оригинальная версия предполагает гомогенную структуру, однако по результатам опроса российской аудитории однофакторная модель объясняет лишь около 21,5 % общей дисперсии. В связи с этим по аналогии с немецкоязычной версией опросника для дальнейшей психометрии была выбрана двухфакторная структура (Zenger et al., 2014).
Далее была проведена статистика пунктов шБСО по отношению к суммарному баллу (табл. 1, 2). Коэффициенты шкал a-Кронбаха = 0,76 для первого фактора и 0,68 для второго.
В связи с неудовлетворительными показателями из структуры опросника был удален первый пункт («Я уверен, что получаю тот успех, которого я заслуживаю»).
Пункт 10 («Я не чувствую, что успех в карьере зависит от меня»), имеющий наименьшую корреляцию, был также удален из структуры опросника.
В двухфакторной структуре после удаления пунктов 1 и 10 были выявлены корреляционные связи пунктов опросника и факторов шкалы (табл. 3).
Таблица 1. Статистика пунктов первой шкалы базового самооценивания по отношению к суммарному баллу (Исследование 1.1, N = 422)
Пункт С8Е$ Шкалировать среднее при исключении пункта Шкалировать дисперсию при исключении пункта Исправленная корреляция между пунктом и итогом а-Кронбаха при исключении пункта
Пункт 1 18,6998 10,812 0,417 0,764
Пункт 3 17,7021 11,195 0,566 0,722
Пункт 5 17,8913 11,382 0,557 0,725
Пункт 7 18,1229 10,677 0,521 0,731
Пункт 9 18,5792 11,192 0,456 0,748
Пункт 11 17,9645 10,537 0,595 0,711
Таблица 2. Статистика пунктов второй шкалы базового самооценивания по отношению к суммарному баллу (Исследование 1.1, N = 422)
Пункт С8Е$ Шкалировать среднее при исключении пункта Шкалировать дисперсию при исключении пункта Исправленная корреляция между пунктом и итогом а-Кронбаха при исключении пункта
Пункт 2 16,1422 11,889 0,458 0,629
Пункт 4 15,718 10,982 0,55 0,595
Пункт 6 15,5332 12,772 0,345 0,665
Пункт 8 15,1398 12,425 0,378 0,655
Пункт 10 15,4028 12,55 0,305 0,682
Пункт 12 15,8791 11,669 0,458 0,629
Рассмотрим двухфакторную структуру. В первый фактор вошли нечетные пункты опросника, сформулированные в форме позитивных утверждений о своих возможностях. Во второй фактор вошли четные пункты опросника, сформулированные в форме негативных утверждений о своих возможностях. По аналогии с немецкой версией опросника (Zenger et al., 2014) шкала, отражающая степень согласия с позитивными оценками, может быть названа позитивным базовым самооцениванием, а шкала, показывающая степень согласия с негативными оценками, — негативным базовым самооцениванием. Коэффициенты шкал а-Кронбаха = 0,76 и 0,68 соответственно.
Для проверки соответствия структуры методики исходным данным в программе Amos были построены и проанализированы однофакторная и двухфакторная модели методики методом оценки приблизительно свободного от распределения (Asymptotically distribution-free). Данный метод позволяет оценивать параметры при выборке более 400, без предположения о многомерно нормальном распределении переменных (Наследов, 2013). Показатели соответствия представлены в табл. 4.
Таблица 3. Факторные нагрузки по пунктам опросника (Исследование 1.1, N=422)
№ Пункт Позитивное БСО Негативное БСО
3 Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 0,629 -
5 Я успешно выполняю задачи 0,680 -
7 В целом я удовлетворен(а) собой 0,584 -
9 Я предопределяю то, что произойдет в моей жизни 0,499 -
11 Я способен/способна справиться с большинством моих проблем - 0,701
2 Иногда я чувствую себя подавленным - 0,617
4 Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным - 0,727
6 Иногда я чувствую, что не могу контролировать свою работу - 0,400
8 Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции - 0,419
12 Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно - 0,572
Примечание: метод максимального правдоподобия. Использован метод вращения: варимакс с нормализацией Кайзера.
Таблица 4. Сравнительная таблица показателей соответствия однофакторной и двухфакторной моделей методики (Исследование 1.1, N = 422)
Модель CMIN/DF CFI RMSEA (90 % СЬ)
1-факторная 5,3 0,599 0,159
2-факторная 0,854 1,000 0,000 (0,000; 0,04)
Первый показатель соответствия — относительный х2 (СМШ/ёО, также называемый нормальным или нормированным х2, который является х2, деленным на степени свободы, чтобы сделать его менее зависящим от размера выборки. Мнения исследователей по поводу того, какое значение должен иметь показатель для принятия хорошего соответствия модели, разнятся. Чтобы считать соответствие модели удовлетворительным, данный показатель соответствия должен быть < 2, и этому требованию отвечает только двухфакторная модель.
Следующий показатель соответствия СИ, или показатель соответствия Бент-лера, может принимать значения от 0 до 1. Для принятия модели данный показатель должен быть больше или равен 0,90. В нашем случае данный показатель указывает, что двухфакторная модель может репродуцировать 100 % ковариаций в исходных данных.
Таблица 5. Подтверждающий факторный анализ (Исследование 2, N = 196, и Исследование 3, N = 228)
№ Пункт Исследование 2 Исследование 3
позитивное БСО негативное БСО позитивное БСО негативное БСО
2 Иногда я чувствую себя подавленным - 0,658 - 0,662
4 Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным - 0,617 - 0,641
6 Иногда я чувствую, что не управляю своей работой - 0,706 - 0,495
8 Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции - 0,519 - 0,495
10 Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно - 0,693 - 0,796
1 Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 0,711 - 0,708 -
3 Я успешно выполняю задачи 0,897 - 0,716 -
5 В целом я удовлетворен(а) собой 0,626 - 0,507 -
7 То, что со мной случается и случится, — это дело моих собственных рук 0,545 - 0,401 -
9 Я способен/способна справиться с большинством моих проблем 0,484 - 0,749 -
Примечание: метод максимального правдоподобия. Использован метод вращения: варимакс с нормализацией Кайзера.
Показатели внутренней согласованности а-Кронбаха в этих исследованиях являются удовлетворительными и превышают 0,7 (табл. 6).
Среднеквадратическая ошибка аппроксимации, также называемая RMS или RMSEA: считается, что для хорошего соответствия модели RMSEA должна быть < 0,05 (Наследов, 2013).
В связи с удовлетворительными показателями по тестам соответствия и слабыми показателями однофакторной (гомогенной) модели, в качестве результата апробации была принята двухфакторная структура методики. Русскоязычная версия шБСО представлена в Приложении 6.
В дальнейшем был проведен ряд исследований, где использовалась русскоязычная версия шкалы базового самооценивания из десяти пунктов. Методика шБСО использовалась для исследования работников производственной, медицинской и образовательной сфер в исследовании 2 (N = 196) (ВКР Каторгиной, 2021,
Таблица 6. Подтверждающая внутренняя согласованность методики (Исследование 2, N = 196, и Исследование 3, N = 228)
Шкалы а-Кронбаха
Исследование 2 Исследование 3
Общая 0,82 0,796
Позитивная базовая самооценка 0,73 0,766
Негативная базовая самооценка 0,87 0,795
науч. рук. Н. Н. Лепехин), а также в исследовании 3 (N=228) проактивного рабочего поведения персонала организаций (Лепехин, Ильина, 2021). Результаты факторного анализа, полученного на этих данных, подтверждают двухфактор-ную структуру методики (табл. 5). КМО и критерий сферичности Барлетта Исследования 2 = 0,817 (p < 0,001) и Исследования 3 = 0,796 (p < 0,001) указывают на соответствие данных для факторного анализа. Доля объяснительной дисперсии 44 и 40 % соответственно.
Удовлетворительные показатели апробации методики и последующих исследований позволяют нам принять двухфакторную структуру русскоязычной версии шБСО.
Проверка валидности русскоязычной версии шБСО. В результате корреляционного анализа были обнаружены следующие взаимосвязи показателей базовой самооценки и показателей самооценки, уровня субъективного контроля (УСК), самоэффективности, Большой пятерки и вовлеченности (табл. 7).
Подтверждено соответствие с данными зарубежных исследований, что базовая самооценка является конструктом более высокого порядка, включающим в себя четыре компонента, один из которых — фактор Большой пятерки — нейро-тизм (Judge et al., 2002), а также подтверждена взаимосвязь базового самооценивания и вовлеченности (Chang et al., 2012). Дополнительно обнаружена корреляция шкал базового самооценивания с фактором «сознательность», а также общей и негативной шкалы базового самооценивания c фактором «экстраверсия». В остальных случаях наблюдаются менее значимые показатели корреляции или отсутствия взаимосвязи.
Первичные статистики шБСО. В табл. 8 приведены данные по первичным статистикам для разных категорий выборки (Исследование 1.1, N=422) и результаты их сравнения. Значение а-Кронбаха по выборке (N=422) составило 0,725.
Выборка была разделена по полу и возрасту. Для выявления различий средних использовались f-критерий Стьюдента и однофакторный ANOVA (табл. 8). Выявлены статистические достоверные различия средних значений негативной шкалы базового самооценивания (р < 0,001) в зависимости от пола.
Также обнаружилось статистически достоверное влияние возраста как фактора на зависимую переменную негативного базового самооценивания (p < 0,001). Критерий Ливиня p > 0,05 сравнений негативного базового самооценивания по полу и возрасту указывает на то, что дисперсии распределений статистически значимо не различаются и проведение анализа корректно (Наследов, 2013).
Таблица 7. Результаты корреляционного анализа (Исследование 1.2, N = 182) после коррекции на многократность статистических проверок (поправка Беньямини — Хохберга)
Другие показатели шБСО
Негативная субшкала Позитивная субшкала Общая шкала
Самооценка 0,450 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,473 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,590 pск < 0,01 ^ < 0,001)
УСК 0,398 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,338 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,498 pск < 0,01 ^ < 0,001)
Самоэффективность 0,182 pск = 0,02 ^ = 0,014) 0,505 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,466 pск < 0,01 ^ < 0,001)
Нейротизм -0,386 pск < 0,01 ^ < 0,001) -0,275 pск = 0,003 ^ = 0,002) -0,413 pск < 0,01 ^ < 0,001)
Экстраверсия 0,190 pск < 0,015 ^ = 0,01) 0,226 pск = 0,027 ^ = 0,020) 0,245 pск < 0,01 ^ = 0,001)
Сознательность 0,253 pск < 0,01 ^ = 0,001) 0,160 pск < 0,038 ^ = 0,031) 0,278 pск < 0,01 ^ < 0,001)
Открытость опыту 0,04 pск = 0,596 ^ = 0,596) 0,132 pск = 0,174 ^ =0,155) 0,099 pск < 0,192 ^ = 0,185)
Сотрудничество 0,156 pск = 0,043 ^ = 0,037) 0,100 pск = 0,194 ^ =0,180) 0,172 pск = 0,027 ^ = 0,020)
Вовлеченность 0,305 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,258 pск < 0,01 ^ < 0,001) 0,378 pск < 0,01 ^ < 0,001)
Примечания: pск — скорректированная значимость поправки Беньямини — Хохберга. Корреляции для негативной шБСО рассчитаны по приведенным (инвертированным) значениям.
Далее проведены апостериорные парные сравнения при помощи критерия Шеф-фе для определения статически значимых различий между разными группами возрастов по негативной шБСО. В результате анализа статистические значимые различия наблюдаются между группой 18-30 лет и группой 31-40 лет ^ = 0,026), а также между группой 18-30 лет и группой респондентов старше 40 ^ = 0,016). При проведении теста методом контраста выявлены статистические значимые различия между группой респондентов 18-30 лет и респондентами более старшего возраста ^ = 0,001).
Обсуждение результатов
Факторная структура. В результате анализа была принята двухфакторная структура методики. В первый фактор вошли пункты опросников, которые сформулированы в положительном смысле (например, «Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха»). Второй фактор составляют пункты опросника, которые несут отрицательную смысловую нагрузку (например, «Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции»). Это может объясняться тем, что различные личностные характеристики могут влиять на самооценивание в негативном и позитивном смысле. Шкалы могут быть именованы по аналогии с немецкой версией
Таблица 8. Значения показателей шкал шБСО для различных категорий выборки
(Исследование 1.1, N = 422)
N Пол Возраст
мужчины женщины 18-30 31-40 > 40
161 262 120 211 92
Позитивная субшкала БСО М 18,6 18,8 18,7 18,8 18,4
8Э 3,7 3 3,6 3,3 2,9
Асимметрия -1,022 -0,508 -0,842 -1,016 -0,225
Эксцесс 1,782 0,517 1,117 2,23 0,533
Р 0,530 0,632
рск 0,636 0,632
Кр.Лив. (р) 0,076 0,343
Негативная субшкала БСО М 16,1 15 14,4 15,7 16,1
8Э 3,8 3,4 3,6 3,4 3,6
Асимметрия -0,050 0,318 0,480 0,114 0,106
Эксцесс -0,016 0,039 0,057 0,046 0,155
Р 0,001 0,001
рск 0,006 0,006
Кр.Лив. (р) 0,234 0,645
Общая Шкала БСО М 34,7 33,8 33,1 34,5 34,6
8Э 5,7 5,1 5,7 5 5,5
Асимметрия -0,127 0,092 0,135 0,006 0,018
Эксцесс 0,325 0,025 0,178 0,378 -0,166
р 0,085 0,047
рск 0,128 0,094
Кр. Лив. (р) 0,231 0,298
Примечание: рск — скорректированная значимость с учетом поправки Беньямини — Хохберга.
опросника как позитивная и негативная базовая самооценка (7епдег е! а1., 2014). Таким образом, двухфакторная структура соответствует изучаемой психической феноменологии и имеет достаточную внутреннюю согласованность.
Валидность. Обоснование валидности апробированной методики требует оценки ее конвергентной и дискриминантной валидности. Это может быть достигнуто путем изучения корреляции конструкта шкалы базового самооценивания и других конструктов в соответствии с теоретическими положениями. Поэтому на
данном этапе работы мы исследовали номонологическую сеть и изучили степень, в которой картина корреляций соответствовала теоретическим ожиданиям.
Поскольку данная методика предполагает конструкт более высокого порядка, который включает четыре черты: самооценку, самоэффективность, нейротизм и локус контроля, мы ожидали также, что, как и в оригинальной версии опросника, шБСО будет коррелировать с этими четырьмя переменными. Данные представлены выше, в табл. 7. Выраженность корреляционных связей показателей, таких как самооценка, УСК и самоэффективность, являются достаточными для подтверждения частичной конвергентной валидности.
Последняя составляющая базовой самооценки — нейротизм. Для проверки валидности проверялись корреляционные связи шБСО и пятифакторного личностного опросника. Рассмотрим подробнее полученные результаты. Шкала ней-ротизма имеет достаточную корреляцию с общей шкалой базового самооценивания, а также имеет значимую корреляцию с негативной и позитивной шкалами базового самооценивания. Стоит отметить, что корреляция является отрицательной, следовательно, чем более позитивно респондент склонен себя оценивать, тем более он эмоционально стабилен. Значимые корреляционные связи между нейротизмом и низкой самооценкой встречаются в различных исследованиях. Например, Ф. Льютейн (Luteijn, 1994), изучая неудовлетворенность браком гетеросексуальных пар, кроме всего прочего, выявил, что чаще всего данные пары обладали высоким уровнем нейротизма и низкой самооценкой. Т. Б. Колышки-на, изучая особенности профессионального выгорания менеджеров в сфере маркетинга, также обнаружила отрицательные корреляционные связи нейротизма и самооценки (Колышкина, 2018). Так как базовое самооценивание является конструктом более высокого порядка, чем просто самооценка, но включает в себя содержание самооценки, можно сказать, что полученные результаты соответствуют ранее проведенным исследованиям.
Кроме нейротизма, обнаружена также умеренная корреляция шкалы базового самооценивания с такими шкалами Большой пятерки, как «контроль» (control) «экстраверсия» (extraversion). Данная умеренная связь является вполне логичной. Люди более общительные, напористые, активные, оптимистичные, самодисциплинированные, мотивированные и целеустремленные имеют тенденцию оценивать себя, рабочую среду и свой контроль над ней более позитивно. Однако данные корреляции не имеют достаточной силы, чтобы задуматься о контроле и экстраверсии как о составляющих базового само оценивания. Что касается остальных шкал — «открытость» и «сотрудничество» (openness и altruism) — пятифакторного опросника, то значимых корреляционных связей не было обнаружено.
Показатели корреляции исходных характеристик «самооценка», «УСК», «самоэффективность», «нейротизм» и «шкалы базового самооценивания» являются достаточными, так как корреляционные показатели методики отражают общность между основными характеристиками, а не дисперсию конкретного фактора, относящуюся к самим характеристикам. В целом шБСО показала значительную близость с четырьмя исходными чертами, что говорит о конвергентной валидности. Уровень корреляции с четырьмя другими чертами пятифакторного личностного опросника указывает на дискриминантную валидность, а показатель корреляции со шкалой вовлеченности говорит о прагматической валидности.
Различия средних. Были обнаружены статистические различия выраженности показателей негативного базового самооценивания различных групп респондентов (Исследование 1.1, N=422). По негативной субшкале значимые различия выявлены между респондентами 18-30 лет и респондентами более старшего возраста, а также между мужчинами (M = 16,1; SD = ±3,8) и женщинами (M = 15; SD = ±3,4). В своем исследовании Д. В. Ариани (D. W. Ariani) на выборке студентов в возрасте от 20 до 22 лет (N = 298) обнаружила некоторые статистически значимые гендерные различия выраженности базового самооценивания (общей шкалы). Однако данные различия являются слабо выраженными и распространяются на специфичную аудиторию (Ariani, 2013). В нашем исследовании по общей шкале базового самооценивания значимых различий между средними показателями по гендерным группам не выявлено.
Выводы
По итогам адаптации шкалы базового самооценивания можно сделать следующие выводы:
1. Адаптированный русскоязычный вариант методики базового самооценивания соответствует критерию надежности а-Кронбаха.
2. Имеется соответствие адаптированной шкалы базового самоценивания критериям конвергентной, дискриминативной и прагмативной валидности.
3. Русскоязычный вариант шкалы базового самооценивания имеет двухфак-торную структуру: позитивное базовое самооценивание и негативное базовое самооценивание.
4. Исходя из результатов теоретического анализа зарубежных исследований, данная русскоязычная шкала базового самооценивания может быть использована как предиктор персональной проактивности в составе рабочих команд в организации.
5. Имеются статистические различия выраженности показателей негативного самооценивания для различных категорий выборки, что в дальнейшем дает возможность теоретического анализа в аспекте командной устойчивости.
Заключение
Полученные показатели надежности и валидности, а также результаты исследований позволяют говорить, что методика может использоваться как инструмент для исследования оптимального состава рабочих команд в организации. Дальнейшее использование методики предполагается в широком спектре изучения факторов устойчивого развития команд и при решении прикладных задач отбора и комплектования рабочих команд.
В отличие от английской версии и ряда версий на других языках, русскоязычная версия, подобно немецкой, имеет двухфакторную структуру, что было дополнительно обосновано. Важной задачей является выявление предсказательной возможностей каждой из шкал опросника для прогнозирования проактивного поведения в составе команд.
Сбор данных происходил на базе организаций, а также при помощи интернет-опроса. Последний способ имеет преимущества большего охвата респондентов,
отсутствия влияния присутствия исследователя на респондентов, однако нет возможности проверки достоверности заполнения биографический данных. В данной статье не представлены данные о выраженности базовой самооценки в различных профессиональных группах индивидуального и командного дизайна работы. Последующие исследования могут быть направлены на подтверждение структуры и надежности методики для различных профессиональных, возрастных и иных групп и исследование базового самооценивания как предиктора устойчивой командной работы.
Литература
Иванова Т. Ю., Леонтьев Д. А., Осин Е. Н, Рассказова Е. И., Кошелева Н. В. Современные проблемы изучения личностных ресурсов в профессиональной деятельности // Организационная психология. 2018. Т. 8, № 1. С. 85-121. URL: https://orgpsyjournal.hse.ru/data/2018/04/27/1164521982/ 0rgPsy_2018_1(5)_Ivanova_et_al(85-121)_edit.pdf (дата обращения: 12.07.2022). Каторгина К. Н. Организационные и личностные предикторы удовлетворенностью трудом: ВКР. СПбГУ СПб., 2021.
Колышкина Т. Б. Особенности профессионального выгорания BTL-менеджеров // Вестник ЯрГУ Сер. Гуманитарные науки. 2018. № 1 (43). C. 94-98. URL: http://j.uniyar.ac.ru/index.php/vyrgu/ article/view/622 (дата обращения: 23.12.2020). Ксенофонтова Е. Г. Исследование локализации контроля личности — новая версия методики «Уровень субъективного контроля» // Психологический журнал. 1999. № 20 (2). С. 103-114. Лепехин Н. Н., Ильина О. Н. Антецеденты выбора стратегий изменения работы // Современное состояние и перспективы развития психологии труда и организационной психологии / отв. ред. А. А. Грачев, А. Л. Журавлев, А. Н. Занковский. М.: Институт психологии РАН, 2021. С. 887-904. Наследов А. Д. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. СПб.: Питер, 2013.
Хромов А. Б. Пятифакторный опросник личности: учебно-методическое пособие. Курган: Курганский гос. университет, 2000. Шварцер Р., Ерусалем М., Ромек В. Русская версия шкалы общей самоэффективности Р. Шварцера
и М. Ерусалема // Иностранная психология. 1996. № 7. С. 71-77. Ariani D. W. Needs, Core Self-Evaluation, Big Five Personality and Learning Motivation across Gender // UNISBANK International Conference (August 2013) / Semarang, Indonesia 2013. URL: https://re-pository.unimal.ac.id/257/1/PR0CEEDING%20UNISBANK%20INTERNATI0NAL%20C0NFER-ENCE2.pdf (дата обращения: 06.07.2022). Attiq S., Wahid S., Javaid N., Kanwal M., Shah H. J. The Impact of employees' core self-evaluation personality trait, management support, co-worker support on job satisfaction, and innovative work behavior // Pakistan Journal of Psychological Research. 2017. Vol. 32 (1). P. 247-271. Baker M. K., Kennedy D. J., Bohle P. L., Campbell D., Wiltshire J. H., Singh M. A. F. Core self-evaluation as a
predictor of strength training adoption in older adults // Maturitas. 2011. Vol. 68. P. 88-93. Bakker A. B., Demerouti E. Job Demands-Resources theory: Taking stock and looking forward // Journal of
Occupational Health Psychology. 2017. Vol. 22. P. 273-285. Bakker A. B., de Vries J. D. Job demands-resources theory and self-regulation: New explanations and remedies for job burnout // Anxiety, Stress, and Coping. 2021. Vol. 34 (1). P. 1-21. Baloch T., Nadeem M. S., Rehman M. Z. U. Impact of employees core self-evaluations on employee engagement: Moderating role of organizational culture // Review of Economics and Development Studies. 2019. Vol. 5 (2). P. 303-314. Chang C.-H. (Daisy), Ferris D. L., Johnson R. E., Rosen C. C., Tan J. A. Core Self-Evaluations: A Review and Evaluation of the Literature // Journal of Management. 2012. Vol. 38 (1). P. 81-128. https://doi. org/10.1177/0149206311419661 Erikson M. The meaning of the future: Toward a more specific definition of possible selves // Review of General Psychology. 2007. Vol. 11 (4). P. 348-358. https://doi.org/10.1037/1089-2680.11.4.348 Grant A. M., Parker S. K. Redesigning work design theories: The rise of relational and proactive perspectives // The Academy of Management Annals. 2009. Vol. 3 (1). P. 317-375. https://doi. org/10.1080/19416520903047327
Judge T. A., Erez A., Bono J. E., Thoresen C. J. Are measures of self-esteem, neuroticism, locus of control, and generalized self-efficacy indicators of a common core construct? // Journal of Personality and Social Psychology. 2002. Vol. 83 (3). P. 693-710. https://doi.org/10.1037/0022-3514.83.3.693 Judge T. A., Erez A., Bono J. E., Thoresen C. J. The Core Self-Evaluation Scale: Development of a measure // Personnel Psychology. 2003. Vol. 56. P. 303-331. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.2003.tb00152.x Judge T. A., Kammeyer-Mueller J. D. Implications of core self-evaluations for a changing organizational context // Human Resource Management Review. 2011. Vol. 21 (4). P. 331-341 https://doi.org/10.1016/j. hrmr.2010.10.003
Judge T. A., Locke E. A., Durham C. C., Kluger A. N. Dispositional effects on job and life satisfaction: The role of core evaluations // Journal of Applied Psychology. 1998. Vol. 83 (1). P. 17-34. https://doi. org/10.1037/0021-9010.83.1.17 Kong F., Tsai C.-H., Tsai F.-S., Huang W., De la Cruz S. M. Psychological capital research: A meta-analysis and implications for management sustainability // Sustainability. 2018. Vol. 10 (10). P. 3457. https://doi. org/10.3390/su10103457
Luteijn F. Personality and the quality of an intimate relationship // European Journal of Psychological Assessment. 1997. Vol. 10 (3). P. 220-223. Luthans F., Avolio B. J., Avey J. B., Norman S. M. Positive psychological capital: Measurement and relationship with performance and satisfaction // Personnel Psychology. 2007. Vol. 60 (3). P. 541-572. https://doi. org/10.1111/j.1744-6570.2007.00083.x Ployhart R. E., Chen G. The vital role of teams in the mobilization of strategic human capital resources // A. J. Nyberg, T. Moliterno (eds), Handbook of research on strategic human capital resources. Cheltenham, UK; Northampton, MA: Edward Elgar Publishing, 2019. P. 354-369. Pujol-Cols L. Core self-evaluations, perceived job characteristics and job satisfaction: Evidence from two independent samples of highly skilled Argentinian workers // Revista Colombiana de Psicología. 2019. Vol. 28 (1). P. 131-146. https://doi.org/10.15446/rcp.v28n1.70420 RosenbergM. Society and the Adolescent Self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press, 1965. Zenger M., Korner A., Maier G. W., Hinz A., Stobel-Richter Y., Brahler E., Hilbert A. The Core Self-Evaluation Scale: Psychometric properties of the German version in a representative sample // Journal of Personality Assessment. 2014. Vol. 97 (3). P. 310-318. https://doi.org/10.1080/00223891.2014.989367
Статья поступила в редакцию 1 апреля 2022 г.; рекомендована к печати 30 мая 2022 г.
Контактная информация:
Маничев Сергей Алексеевич — канд. психол. наук; s.manichev@spbu.ru Лепехин Николай Николаевич — канд. психол. наук; n.lepehin@spbu.ru Ильина Ольга Николаевна — аспирант; MoyaPochtaOI@mail.ru
The Russian version of "Core Self-Evaluation Scale": Psychometric testing and prospects of using*
S. A. Manichev, N. N. Lepekhina, O. N. Ilyina St Petersburg State University,
7-9, Universitetskaya nab., St Petersburg, 199034, Russian Federation
For citation: Manichev S. A., Lepekhin N. N., Ilyina O. N. The Russian version of "Core Self-Evaluation Scale": Psychometric testing and prospects of using. Vestnik of Saint Petersburg University. Psychology, 2022, vol. 12, issue 3, pp. 285-308. https://doi.org/10.21638/spbu16.2022.304 (In Russian)
The article presents a theoretical description and psychometric testing of the Russian version of the "Core Self-Evaluation Scale" (CSEs (Ru)). The scale of CSE is an integral indicator that
* The study was sponsored by the Russian Science Foundation, project "The concept of sustainable development of teams in organization" no. 22-28-1222. a Author for correspondence.
reflects of a personal resources of proactive behavior, as well as a generalized dispositional predictor of job satisfaction and positive self-assessment of the results of activity. The validation and psychometric testing were conducted in several stages, the total number of respondents N = 917, who work in Moscow, St Petersburg, Belgorod, and other Russian cities, between the ages of 18 and 60, of which 62 % are female and 38 % are male. The design of the study included methods: an adapted Russian version of the Core Self-Evaluation scale by Judge et al., 5PFQ as adapted by A. B. Hromov, Generalized self-efficacy scale, Schwarzer, Jerusalem as adapted by V. G. Romek, Rosenberg Self-Esteem Scale, Locus of control as adapted by Kseno-fontova, Gallup's Q12 Employee Engagement Survey. A two-factor structure of the CSEs (Ru) was identified which includes positive and negative core self-evaluation scales. The CSEs (Ru) demonstrated a satisfactory reliability. The validation testing demonstrated significant correlations with self-esteem, level of subjective control, self-efficacy, neuroticism, m engagement. The CSEs (Ru) includes 10 items and has a sufficient preliminary reliability and validity, making it a useful tool when measuring the core self-evaluation of organizations' staff. Diversities of the negative core self-evaluation level's strength within respondents of different age and sex were identified. Core self-evaluation level is important in staffing work teams of different professional specialization as a predictor of proactive behavior and team resilience. Further research could be focused on the proof of the measurement's reliability and validity when measuring of proactive behavior in teams.
Keywords: personnel, core self-evaluation scale, self-efficacy, locus of control, neuroticism, self-esteem, work team.
References
Ariani, D. W. (2013). Needs, Core Self-Evaluation, Big Five Personality and Learning Motivation across Gender. UNISBANK International Conference (August 2013), Semarang, Indonesia. Available at: https://repository.unimal.ac.id/257/1/PROCEEDING%20UNISBANK%20INTERNATIONAL%20 CONFERENCE2.pdf (accessed: 06.06.2022). Attiq, S., Wahid, S., Javaid, N., Kanwal, M., Shah, H. J. (2017). The impact of employees' core self-evaluation personality trait, management support, co-worker support on job satisfaction, and innovative work behavior. Pakistan Journal of Psychological Research, 32 (1), 247-271. Baker, M. K., Kennedy, D. J., Bohle, P. L., Campbell, D., Wiltshire, J. H., Singh, M. A. F. (2011). Core self-
evaluation as a predictor of strength training adoption in older adults. Maturitas, 68, 88-93. Bakker, A. B., de Vries, J. D. (2021). Job demands-resources theory and self-regulation: New explanations
and remedies for job burnout. Anxiety, Stress, and Coping, 34 (1), 1-21. Bakker, A. B., Demerouti, E. (2017). Job Demands-Resources theory: Taking stock and looking forward.
Journal of Occupational Health Psychology, 22, 273-285. Baloch, T., Nadeem, M. S., Rehman, M. Z. U. (2019). Impact of employees Core Self-Evaluations on employee engagement: Moderating role of organizational culture. Review of Economics and Development Studies, 5 (2), 303-314.
Chang, C.-H. (Daisy), Ferris, D. L., Johnson, R. E., Rosen, C. C., Tan, J. A. (2012). Core Self-Evaluations: A Review and Evaluation of the Literature. Journal of Management, 38 (1), 81-128. https://doi. org/10.1177/0149206311419661 Erikson, M. (2007). The meaning of the future: Toward a more specific definition of possible selves. Review
of General Psychology, 11 (4), 348-358. https://doi.org/10.1037/1089-2680.11.4348 Grant, A. M., Parker, S. K. (2009). Redesigning work design theories: The rise of relational and proactive perspectives. The Academy of Management Annals, 3 (1), 317-375. https://doi.org/10.1080/19416520903047327 Ivanova, T., Leontiev, D., Osin, E., Rasskazova, E., Kosheleva, N. (2018). Contemporary issues in the research of personality resources at work. Organizatsionnaia Psikhologiia, 8 (1), 85-121. (In Russian) Judge, T. A., Erez, A., Bono, J. E., Thoresen, C. J. (2002). Are measures of self-esteem, neuroticism, locus of control, and generalized self-efficacy indicators of a common core construct? Journal of Personality and Social Psychology, 83 (3), 693-710. https://doi.org/10.1037/0022-3514.833.693 Judge, T. A., Erez, A., Bono, J. E., Thoresen, C. J. (2003). The Core Self-Evaluation Scale: Development of a measure. Personnel Psychology, 56, 303-331. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.2003.tb00152.x
Judge, T. A., Kammeyer-Mueller, J. D. (2011). Implications of core self-evaluations for a changing organizational context. Human Resource Management Review, 21 (4), 331-341. https://doi.org/10.1016Aj. hrmr.2010.10.003
Judge, T. A., Locke, E. A., Durham, C. C., Kluger, A. N. (1998). Dispositional effects on job and life satisfaction: The role of core evaluations. Journal of Applied Psychology, 83 (1), 17-34. https://doi. org/10.1037/0021-9010.83.1.17 Katorgina, K. N. (2021). Organizational and Personal Predictors of Job Satisfaction. Master's thesis. St Petersburg. (In Russian)
Khromov, A. B. (2000). Five-factor personality questionnaire: teaching and methodical mean. Kurgan, Kurgan
State University Press. (In Russian) Kolyshkina, T. B. (2018). Features of professional burnout of BTL-managers. Vestnik YarGU. Ser. Gumani-tarnie nauki, 16 (1), 94-98. Available at: http://j.uniyar.ac.ru/index.php/vyrgu/article/view/622 (accessed: ?) (In Russian)
Kong, F., Tsai, C.-H., Tsai, F.-S., Huang, W., De la Cruz, S. M. (2018). Psychological capital research: A me-ta-analysis and implications for management sustainability. Sustainability, 10 (10), 3457. https://doi. org/10.3390/su10103457
Ksenofontova, E. G. (1999). Study of the locus of control: New version of "Level of subjective control". Psikho-
logicheskiy zhurnal, 20 (2), 103-114. (In Russian) Lepekhin, N. N., Ilyina, O. N. (2021). Antecedents of job crafting strategy choices. In: A. A. Grachev, A. L. Zhuravlev, A. N. Zankovskij (eds), Sovremennoe sostoyanie iperspektivy razvitiia psikhologii truda i organizatsionnoipsikhologii (pp. 887-904). Moscow, Institute of Psychology RAS. (In Russian) Luteijn, F. (1997). Personality and the quality of an intimate relationship. European Journal of Psychological
Assessment, 10 (3), 220-223. Luthans, F., Avolio, B. J., Avey, J. B., Norman, S. M. (2007). Positive psychological capital: Measurement and relationship with performance and satisfaction. Personnel Psychology, 60 (3), 541-572. https://doi. org/10.1111/j.1744-6570.2007.00083.x(2007) Nasledov, A. D. (2013). IBM SPSS Statistics 20 and AMOS: Professional Statistical Data Analysis. St Petersburg, Piter Publ. (In Russian) Ployhart, R. E., Chen, G. (2019). The vital role of teams in the mobilization of strategic human capital resources. In: A. J. Nyberg, T. Moliterno (eds), Handbook of research on strategic human capital resources (pp. 354-369). Cheltenham, UK; Northampton, MA: Edward Elgar Publishing. Pujol-Cols, L. (2019). Core self-evaluations, perceived job characteristics and job satisfaction: Evidence from two independent samples of highly skilled Argentinian workers. Revista Colombiana de Psicología, 28 (1), 131-146. https://doi.org/10.15446/rcp.v28n1.70420 Rosenberg, M. (1965). Society and the Adolescent Self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press. Shvartser, R., Erusalem, M., Romek, V. (1996). The Russian version of general selfefficacy scale of
R. Schwarzer and M. Erusalem. Inostrannaia psikhologiia, 7, 71-77. (In Russian) Zenger, M., Körner, A., Maier, G. W., Hinz, A., Stöbel-Richter, Y., Brähler, E., Hilbert, A. (2014). The Core Self-Evaluation Scale: Psychometric properties of the German version in a representative sample. Journal of Personality Assessment, 97 (3), 310-318. https://doi.org/10.1080/00223891.2014.989367
Received: April 1, 2022 Accepted: May 30, 2022
Authors' information:
Sergey A. Manichev — PhD in Psychology; s.manichev@spbu.ru Nikolay N. Lepekhin — PhD in Psychology; n.lepehin@spbu.ru Olga N. Ilyina — Postgraduate Student; MoyaPochtaOI@mail.ru
ПРИЛОЖЕНИЯ
Приложение 1
Описательные статистики пилотажного исследования N = 34) Шкалы базового
самооценивания
Пункт М 8Э Асимметрия Эксцесс
1. Я уверен, что получаю тот успех, которого я заслуживаю 3,029 1,313 -0,057 -1,132
2. Иногда я чувствую себя подавленным 3,029 1,167 -0,182 -0,752
3. Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 4,352 0,646 -0,486 -0,592
4. Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным 3,411 1,183 -0,650 -0,420
5. Я успешно выполняю задачи 4,176 0,758 -0,312 -1,152
6. Иногда я чувствую, что не управляю своей работой 3,558 1,159 -0,771 -0,319
7. В целом я удовлетворен(а) собой 3,764 0,955 -1,045 1,213
8. Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции 3,823 1,166 -0,730 -0,468
9. Я предопределяю то, что произойдет в моей жизни 3,617 0,921 -0,121 -0,715
10. Я не чувствую, что успех в карьере зависит от меня 3,558 1,439 -0,773 -0,656
11. Я способен/способна справиться с большинством моих проблем 4,470 0,614 -0,714 -0,378
12. Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно 3,264 1,355 0,029 -1,494
Описательные статистики исследования 1.1 N = 422) Шкалы базового самооценивания
Пункт М 8Э Асимметрия Эксцесс
1. Я уверен, что получаю тот успех, которого я заслуживаю 3,0972 1,10604 -0,161 -0,92
2. Иногда я чувствую себя подавленным 3,3791 1,05134 -0,51 -0,441
3. Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 4,109 0,79036 -0,892 0,792
4. Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным 2,955 1,12004 -0,033 -0,904
5. Я успешно выполняю задачи 3,9194 0,76326 -0,7 0,588
6. Иногда я чувствую, что не управляю своей работой 2,7701 1,01848 0,147 -0,775
7. В целом я удовлетворен(а) собой 3,6754 0,99467 -0,725 0,131
8. Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции 2,3768 1,0488 0,503 -0,525
9. Я предопределяю то, что произойдет в моей жизни 3,2133 0,97084 -0,282 -0,442
10. Я не чувствую, что успех в карьере зависит от меня 2,6398 1,14221 0,316 -0,851
11. Я способен/способна справиться с большинством моих проблем 3,8412 0,91745 -0,886 0,642
12. Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно 3,1161 1,09989 -0,145 -0,797
Описательные статистики шкал исследования 1.2 N = 182)
Шкала М 8Э Асимметрия Эксцесс
Общая шкала базового самооценивания 49 5,44727 0,255 -0,002
Негативная субшкала БСО 25 3,83143 0,424 -0,151
Позитивная субшкала БСО 25 3,61419 -0,963 0,899
Самооценка 40 4,32664 -0,238 0,209
Уровень субъективного контроля 37 5,73202 -0,078 -0,166
Самоэффективность 40 5,55951 -0,581 0,798
Нейротизм 75 11,2162 -0,048 -0,349
Экстраверсия 75 9,63315 -0,123 0,96
Сознательность 75 10,26936 -0,484 0,432
Открытость опыту 75 8,82016 -0,347 0,925
Сотрудничество 75 10,60855 -0,476 0,284
Вовлеченность 12 2,91592 -0,654 -0,118
Приложение 4
Описательные статистики исследования 2 N = 196) Шкалы базового самооценивания
Пункт М Асимметрия Эксцесс
1. Иногда я чувствую себя подавленным 4,19 0,672 -0,55 0,489
2. Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 3,15 0,853 -0,547 -0,677
3. Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным 4,16 0,641 -0,507 0,877
4. Я успешно выполняю задачи 2,93 0,945 -0,1 -0,976
5. Иногда я чувствую, что не управляю своей работой 3,98 0,856 -0,862 0,893
6. В целом я удовлетворен(а) собой 2,74 0,867 -0,062 -0,911
7. Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции 3,9 0,961 -0,53 -0,503
8. Я предопределяю то, что произойдет в моей жизни 2,15 0,976 0,768 -0,035
9. Я способен/способна справиться с большинством моих проблем 4,17 0,677 -0,619 0,79
10. Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно 2,81 0,987 -0,037 -0,932
Описательные статистики исследования 3 N = 228) Шкалы базового самооценивания
Пункт М 8Э Асимметрия Эксцесс
1. Иногда я чувствую себя подавленным 4,0263 0,81246 -0,794 0,982
2. Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха 2,1491 1,06095 0,54 -0,969
3. Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным 3,9167 0,6879 -0,301 0,135
4. Я успешно выполняю задачи 2,7018 1,00691 -0,114 -0,992
5. Иногда я чувствую, что не управляю своей работой 3,6711 0,86113 -0,562 0,109
6. В целом я удовлетворен(а) собой 2,9868 1,05204 -0,321 -0,927
7. Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции 3,5921 0,97336 -0,551 0,051
8. Я предопределяю то, что произойдет в моей жизни 3,4605 1,06394 -0,723 -0,353
9. Я способен/способна справиться с большинством моих проблем 3,8772 0,89679 -0,791 0,389
10. Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно 2,4561 0,876 0,253 -0,923
Приложение 6
Шкала базового самооценивания
Вам будет представлено 10 утверждений. Используя оценочную шкалу от 1 до 5, выразите степень своего согласия с данными высказываниями. Зафиксируйте свой уровень согласия для каждого утверждения в столбце «ответ».
1 = Полностью не согласен
2 = Скорее не согласен
3 = Нейтрален
4 = Скорее согласен
5 = Полностью согласен
Ответ Утверждения Баллы
1. Когда я прилагаю усилия, то обычно добиваюсь успеха
2. Иногда я чувствую себя подавленным
3. Я успешно выполняю задачи
4. Иногда, когда я терплю неудачу, чувствую себя бесполезным
5. В целом я удовлетворен(а) собой
6. Иногда я чувствую, что не управляю своей работой
7. То, что со мной случается и случится, — это дело моих собственных рук.
8. Я полон/полна сомнений относительно моей компетенции
9. Я способен/способна справиться с большинством моих проблем
10. Бывают моменты, когда для меня все выглядит довольно мрачно и безнадежно
Ключи:
Утверждения 1, 3, 5, 7, 9 — прямые. В столбец «баллы» переносятся те же самые оценки, что и в графе «ответ».
Утверждения 2, 4, 6, 8, 10 — обратные. Если на данные пункты ответ 1, то в баллы переносится 1 = 5, 2 = 4, 3 = 3, 4 = 2, 5 = 1.
Позитивная субшкала БСО = сумма значений пунктов (1, 3, 5, 7, 9). Негативная субшкала БСО = сумма значений пунктов (2, 4, 6, 8, 10). БСО общая = Позитивная субшкала + Негативная субшкала.
