CC BY
46
ТЕОРИЯ, МЕТОДОЛОГИЯ И МЕТОДЫ
DOI: 10.14515/monitoring.2022.1.1842
А. Е. Кузнецов, О. А. Сычев, Н. Л. Зелянская, К. И. Белоусов
РУССКОЯЗЫЧНАЯ ВЕРСИЯ ШКАЛЫ РЕГИОНАЛЬНОЙ ИДЕНТИЧНОСТИ
Правильная ссылка на статью:
Кузнецов А. Е., Сычев О. А., Зелянская Н. Л., Белоусов К. И. Русскоязычная версия шкалы региональной идентичности//Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. 2022. № 1. С. 204—225. https://doi.org/10.14515/monitoring. 2022.1.1842. For citation:
Kuznetsov A. E., Sychev O. A., Zelianskaia N. L., Belousov K. I. (2022) Russian Version of the Regional Identity Scale. Monitoring of Public Opinion: Economic and Social Changes. No. 1. P. 204-225. https://doi.org/10.14515/monitoring.2022.1.1842. (In Russ.)
РУССКОЯЗЫЧНАЯ ВЕРСИЯ ШКАЛЫ РЕГИОНАЛЬНОЙ ИДЕНТИЧНОСТИ
КУЗНЕЦОВ Александр Евгеньевич — кандидат социологических наук, доцент кафедры социологии, Пермский государственный национальный исследовательский университет, Пермь, Россия
E-MAIL: kzntsv@list.ru https://orcid.org/0000-0003-1699-6466
СЫЧЕВ Олег Анатольевич — кандидат психологических наук, научный сотрудник, Алтайский государственный гуманитарно-педагогический университет им. В.М. Шукшина, Бийск, Россия E-MAIL: osn1@mail.ru https://orcid.org/0000-0002-0373-6916
ЗЕЛЯНСКАЯ Наталья Львовна — кандидат филологических наук, доцент, Пермский государственный национальный исследовательский университет, Пермь, Россия E-MAIL: zelyanskaya@gmail.com https://orcid.org/0000-0002-5727-6919
БЕЛОУСОВ Константин Игоревич — доктор филологических наук, профессор, Пермский государственный национальный исследовательский университет, Пермь, Россия E-MAIL: belousovki@gmail.com https://orcid.org/0000-0003-4447-1288
Аннотация. В условиях глобализации и растущей межрегиональной миграции региональная идентичность выступает в качестве одного из существенных факторов, требующих учета в социально-психологических исследованиях. Тем не менее приходится констатировать отсутствие русскоязычных инструментов оценки региональной
RUSSIAN VERSION OF THE REGIONAL IDENTITY SCALE
Alexander E. KUZNETSOV 1 — Cand. Sci. (Soc.), Associate Professor, Department of Sociology E-MAIL: kzntsv@list.ru https://orcid.org/0000-0003-1699-6466
Oleg A. SYCHEV2 — Cand. Sci. (Psych.), Research Fellow E-MAIL: osn1@mail.ru https://orcid.org/0000-0002-0373-6916
Natalia L. ZELIANSKAIA1 — Cand. Sci. (Philol.), Associate Professor E-MAIL: zelyanskaya@gmail.com https://orcid.org/0000-0002-5727-6919
Konstantin I. BELOUSOV 1 — Dr. Sci. (Philol.), Full Professor E-MAIL: belousovki@gmail.com https://orcid.org/0000-0003-4447-1288
1 Perm State University, Perm, Russia
2 Shukshin Altai State University for Humanities and Pedagogy, Biysk, Russia
Abstract. In the context of globalization and growing interregional migration, regional identity is one of the essential factors that socio-psychological research should consider. Nevertheless, a Russian-language scale of regional identity is absent. This study proposes a Russian version of the Regional Identity Scale by R. Asun, C. Zuniga, and J.-F. Morales. It
идентичности, отвечающих современным теоретическим представлениям о ее природе. В данном исследовании была разработана русскоязычная версия шкалы региональной идентичности Р. Асуна, К. Суньига и Х.-Ф. Моралеса, включающая четыре субшкалы, с разных сторон характеризующие региональную идентичность: чувство принадлежности региону, идентификация с территорией, культурой и населением региона. Апробация методики проводилась на выборке в 1 027 жителей одиннадцати регионов России (средний возраст М = 33,7; Бй = 14; 78 % женщин) в ходе бланкового и онлайн-опроса. Результаты конфирматорного факторного анализа подтверждают четырехфакторную структуру опросника при наличии общего фактора региональной идентичности. Показана высокая надежность общего показателя (а Кронбаха = 0,94) и отдельных субшкал (0,78—0,88). Валидность шкалы подтверждается высокой корреляцией с показателем региональной идентичности и умеренной — с показателями российской и общечеловеческой идентичности по методике С. Макфар-ленда, а также существенными корреляциями с показателями гражданской идентичности по методике С. Роккас. В соответствии с ожиданиями обнаружена зависимость региональной идентичности от возраста и места рождения (в данном или другом регионе), а также от региона проживания (при контроле возраста и места рождения). Таким образом, предложенная методика представляет собой надежный и валидный инструмент, пригодный для исследования региональной идентичности жителей регионов России.
includes four subscales that characterize various dimensions of regional identity: a sense of belonging to a region, identification with the territory, its culture, and population. We tested the scale with a survey of 1027 respondents in eleven regions of Russia (average age M = 33.7, SD = 14.02, 78% are women). The confirmatory factor analysis verifies the four-factor structure of the scale with the presence of a common regional identity factor. The reliability of the aggregated scale (Cronbach's a = 0.94) and individual subscales (0.78—0.88) is high. The validity is confirmed by: a significant correlation with the indicator of regional identity; moderate association with indicators of Russian and universal (all humanity) identities measured by the Identification with All Humanity Scale by S. McFarland; as well as significant correlations with indicators of civic identity assessed using the relevant scale by S. Roccas. Following expectations, we found that regional identity depends on age, place of birth (in this or another region), and the region of residence (when controlling for age and place of birth). Thus, the proposed questionnaire is a reliable and valid scale suitable for studying the identity of Russian region residents.
Ключевые слова: социальная идентичность, региональная идентичность, регион, шкала региональной идентичности, факторная структура, валид-ность результатов опроса
Благодарность. Исследование выполнено по гранту РНФ № 20-18-00336 «Геоконцептология и региональная идентичность».
Keywords: social identity, regional identity, region, regional identity scale, factor structure, validity
Acknowledgments. The study is supported by the Russian Science Foundation grant (project No. 20-18-00336 "Geoconceptology and Regional Identity").
Введение
Современность характеризуется взрывным возобновлением массовых миграций. В одних регионах они свидетельствуют об ослаблении или «размывании» региональной идентичности под воздействием глобализации [Sagan, Sitek, Szajnowska-Wysocka, 2020]; в других—напротив, актуализируют региональные идентичности, мобилизуют негативное отношение к иммигрантам [Hooghe, Stiers, 2020] и призывы к сдерживанию межрегиональной миграции [Vermeulen, Roy, Quax, 2019]. С другой стороны, мигрантские сообщества нередко сопротивляются ассимиляции и переносят элементы своей традиционной идентичности на новое место. Так региональная идентичность выступает как непростой, географически и структурно подвижный феномен. Сложность этого частного случая социальной идентичности может проявляться в дифференцированном отношении носителя региональной идентичности к месту жительства, к природе, культуре, истории и населению. Настоящая статья посвящена задаче разработки инструмента исследования региональной идентичности, который отразил бы ее сложность и не сводил бы ее к чисто пространственной ассоциации.
Теоретические подходы к исследованию социальной идентичности
Социальная идентичность — «часть самовосприятия человека, которая происходит из его знания о его членстве в социальной группе (или группах) вместе с эмоциональной значимостью, привязанной к этому членству» [Tajfel, 1974: 69].
Классическая традиция исследования социальной идентичности сложилась в социальной психологии. Теория социальной идентичности (Social Identity Theory; SIT) [Tajfel, 1969; Tajfel, Billic, 1974; Tajfel et al., 1971; Tajfel, Turner, 1986; Turner, Brown, Tajfel, 1979] исследовала проблему автономии групповой идентичности — возникновение межгрупповой дискриминации и ингруппового фаворитизма (тенденции благоприятствовать своей группе в ущерб другой) вне ситуаций конфликтов интересов и борьбы за ресурсы. Развитием SIT стала теория самокатегоризации (Self-Categorization Theory; SCT) [Turner, 1975; Turner et al., 1987; Turner, 1985; Turner, Oakes, 1989], описывающая взаимосвязь между межличностными и межгрупповыми отношениями на континууме деперсонализации — между личной идентичностью (соотношение «я — меня», определяющее человека как носителя личных качеств) и социальной («мы — нас», где человек может определять себя
как «типичного» представителя группы). Выбор групповой идентичности мотивируется стремлением снизить субъективную неопределенность и предполагает сравнение между доступными индивиду группами, оценку типичности [Haslam et al., 1993; Oakes et al., 1995] и однородности группы [Haslam et al., 1995; Hogg, 2000; McGarty et al., 1993].
В целом классическая теория идентичности и порожденная ею традиция исследуют идентификацию в связи с внутренним (однородность) и внешним (межгрупповым) сходством групп. Заслугой SIT и SCT стало последовательное различение проблем идентичности и сходства: действительно, если бы идентичность определялась сходством, то этим упразднялась бы автономия и сама проблема идентичности.
Однако надежность выводов SIT и SCT зависит от метода сбора данных: тезис об автономии был показан на материалах так называемой «минимальной групповой парадигмы» — экспериментальные и контрольные группы в исследованиях классической традиции были принудительны, анонимны, не имели истории взаимодействия. Я. Рэбби и коллеги оспорили результаты и выводы авторов SIT и SCT, показав, что в этой же парадигме экспериментаторы могут сфабриковать и такие условия, которые исключат возникновение ингруппового фаворитизма (и, стало быть, групповой идентичности) [Rabbie, Horwitz, 1988; Rabbie, Lodewijkx, 1994]. В аналогичных экспериментах субъекты игнорировали категоризацию и ориентировались на ожидаемые выплаты, демонстрируя только межличностное взаимодействие [Gaertner, Insko, 2000; Lodewijkx et al., 1999; Rabbie, Horwitz, 1988; Rabbie, Lodewijkx, 1994]. Следовательно, необходимо найти реальный, эмпирический эквивалент искусственных групп SIT и SCT, в котором идентичность будет формироваться без влияния исследователя. На наш взгляд, таким эквивалентом может стать «регион» — пространство, в отношении которого у человека потенциально складывается чувство принадлежности, не зависящее от выбора контрагентов, знакомства или истории взаимодействия с ними.
Региональная идентичность
Работы по региональной идентичности не единичны, в том числе по России [Smith-Peter, 2017; Clowes, Erbslöh, Kokobobo, 2018]. Однако, в основном, они посвящены «исторической географии» (см. [Jessop, Brenner, Jones, 2008]). Это тенденция к культурному редукционизму—когда идентичность считается производной от какого-либо свойства индивида или группы. Идентичность тогда выступает исторической, культурной, этнической, гендерной, но никогда идентичностью per se — как относительно автономной областью человеческого осознавания и действия, изучавшейся SIT. Идентичность может быть активным и творческим проявлением чувства принадлежности. «Региональная идентичность не есть черта, которую регионы и их обитатели имеют, но скорее есть нечто, активно исполняемое» ими [Prokkola, Zimmerbauer, Jakola, 2015: 105].
«Регион» — удобная точка для начала исследования социопространственных отношений: в России регионы редко совпадают с границами этнокультурных общностей. Региональная категоризация и партикуляризация здесь буквально воспроизводят понимание категоризации в SIT — они объединяют разнородные
объекты и разъединяют подобные [Billig, 1985]. Искусственный характер регионализации России еще не отрицает реальность регионов и позволяет скептически отнестись к модным сомнениям в том, являются ли регион и региональная идентичность эмпирическими феноменами или конструктами [Paasi, 2010, 2011; Paasi, Metzger, 2017]. Если отождествление себя с регионом у реальных людей эмпирически отличается от их же отождествлений с группой и иными традиционными «носителями» идентичности, то региональная идентичность тоже реальна.
Поскольку «регион» более не отождествляется с группой (см. [Knight, 1982]), осмысление региональной идентичности затруднено — это «трудная и неуловимая вещь» «загадочной природы», которую «легче узнать по ее отсутствию, чем по присутствию» [Royle, 1998: 5, 12, 11]. В эмпирических исследованиях региональной идентичности не ограничиваются осознанием принадлежности к группе жителей региона и придают большое значение переживанию связи с его природой и культурой, отражению в идентичности пространственных и временных аспектов среды [Bernardo, Palma-Oliveira, 2016; Cinnirella, 1998]. Д. Сантана с соавторами выделяют в структуре региональной идентичности экологическую (природная среда), культурную и историческую составляющие [Santana, Carrasco, Estrada, 2013].
Идентификация с местом проживания может быть упорядочена в несколько уровней от самых локальных, частных (например, идентификация с районом) к более широким, таким как город, регион, страна и т. п. [Bonaiuto, Alves, 2012]. Национальная и региональная идентичность выступают в качестве наиболее важных типов идентичности, связанной с территорией, образуя при этом вложенную структуру, что эмпирически проявляется в наличии корреляций между ними [Asún, Zúñiga, 2013]. Кроме того, региональная идентичность показывает прямые связи не только с национальной, но и общечеловеческой идентичностью [Hooghe, Stiers, 2020].
Общая характеристика шкалы региональной идентичности
Несмотря на актуальность проблемы и расширение русскоязычного инструментария для оценки социальной идентичности (см., например, [Агадуллина, Ловаков, 2013]), российские ученые до сих пор не имеют надежной шкалы измерения региональной идентичности, отражающей сложность ее структуры. Редким примером такого рода методик выступает «Шкала региональной идентичности» (Regional Identity Scale, RIS-2), предложенная в 2018 г. чилийскими психологами Р. Асуном, К. Суньигой и Х.-Ф. Моралесом [Asún, Zúñiga, Morales, 2018] на основе ее более ранней версии [Zúñiga, Asún, 2004].
В качестве теоретической основы авторы указывают теорию социальной идентичности А. Тэшфела [Tajfel, 1974], подчеркивая при этом, что особого внимания заслуживает не только факт идентификации как осознания принадлежности к группе, но и степень выраженности такой идентификации. Предназначением методики RIS-2 и стала оценка степени идентификации с регионом. Необходимо отметить, что в своем понимании региональной идентичности авторы методики не ограничиваются социальной идентичностью как осознанием принадлежности к группе (населению региона), но учитывают и другие аспекты, включающие отношение к территории и культуре региона.
Шкала региональной идентичности, образованная из 17 утверждений, имеет многомерную структуру и позволяет оценить разные ее аспекты. Оригинальная версия шкалы на испанском языке показывает трехфакторную структуру, включающую факторы осознания своей принадлежности к региону (4 утверждения), идентификации с территорией региона (4 утв.) и идентификации с культурой региона (9 утв.). Соответствующие этим факторам шкалы характеризуются высокой внутренней согласованностью (а Кронбаха от 0,75 до 0,93), как и вся шкала в целом (а = 0,95). О валидности методики свидетельствуют ожидаемые существенные связи с анкетными показателями (из одного вопроса) идентификации с городом и регионом, местом рождения (в этом или другом регионе), а также индикаторами представления о себе как о части этого региона. Региональная идентичность в исследовании авторов методики показала также слабые, но статистически значимые связи с показателями более широкой идентичности — чилийской и латиноамериканской. Таким образом, шкала региональной идентичности обладает целым рядом достоинств — краткостью, хорошей факторной структурой, надежностью и валидностью. С учетом редкости подобного инструментария данная методика была выбрана для адаптации в русскоязычной культуре.
Цель и задачи исследования
Целью нашего исследования стала разработка русскоязычной версии опросника региональной идентичности с анализом ее факторной структуры, надежности и валидности. В ходе анализа валидности проверялись гипотезы о том, что показатели региональной идентичности:
1) имеют высокую корреляцию с другими шкалами, измеряющими этот же конструкт (конвергентная валидность),
2) существенно коррелируют с показателями общероссийской и гражданской идентичности ввиду наличия иерархических отношений между ними,
3) связаны с демографическими характеристиками: возрастом, стажем проживания в данном регионе, местом рождения,
4) связаны с интересом к жизни своего региона и представленностью в круге общения лиц из разных регионов и стран.
Подтверждение последних трех гипотез может рассматриваться в качестве аргументов в пользу конструктной валидности шкалы региональной идентичности. Для оценки прагматической валидности методики рассматривались данные о различиях в региональной идентичности жителей разных регионов Российской Федерации.
Выборка и процедура исследования
Выборка
Сбор данных проводился в форме бланкового N = 508) и онлайн-опроса N = 519) в течение апреля-июня 2020 г. В бланковом опросе приняли участие студенты вузов пяти российских регионов (Алтайский, Пермский, Приморский край, Республики Башкортостан и Крым). Средний возраст участников составил 22,5 года, стандартное отклонение БО = 8, доля женщин 67 %. В онлайн-опросе приняли участие жители восьми регионов России (Алтайский и Красноярский
край, Москва, Московская, Новосибирская, Оренбургская область, Республика Башкортостан, Санкт-Петербург), средний возраст респондентов составил 33.7 лет, SD = 14, доля женщин 78 %. Большая часть объединенной выборки (85 %) указала в качестве своей национальности «русский/ая», остальные отнесли себя к другим национальностям (татарам, башкирам, украинцам и др.).
Процедура сбора данных была реализована авторами статьи с помощью коллег 1 из вузов разных регионов страны (они проводили опрос как в бланковой форме, так и онлайн, рассылая персональные приглашения к участию коллегам, студентам и знакомым). Кроме того, в опросе приняли участие добровольцы (менее 10 % выборки), откликнувшиеся на предложение поучаствовать в исследовании, распространявшееся нами на личных страницах и в соответствующих тематических группах в социальных сетях (Facebook, «ВКонтакте», «Одноклассники»). Участие в опросе было добровольным, оплата не предусматривалась, обратная связь
0 результатах не предоставлялось. Кроме факта проживания в отобранных регионах, ограничений и квот при формировании выборки не использовалось. Выбор регионов объясняется стремлением обеспечить хотя бы минимальную репрезентативность в отношении макрорегиональной структуры: опрос проводился на территориях Центрального, Северо-Западного, Северо-Кавказского, Уральского, Западно-Сибирского, Восточно-Сибирского, Дальневосточного макрорегионов.
Хотя подобную выборку нельзя признать репрезентативной по отношению к совокупности всех жителей России, этот факт не снижает достоверности выводов, так как они не требуют точной оценки параметров генеральной совокупности. При этом достаточно большой объем и разнородный состав выборки позволяют успешно контролировать влияние различных социально-демографических факторов (пол, возраст, образование, место проживания, место рождения) на результаты измерения региональной идентичности с помощью предложенной методики.
Методики
В ходе разработки русскоязычной версии «Шкалы региональной идентичности» [Asún, Zúñiga, Morales, 2018] двумя специалистами в области социальной психологии и лингвистики на основе испанского и английского текстов был составлен текст утверждений на русском языке, выявленные расхождения в переводах были обсуждены и сформулирован итоговый вариант (см. текст утверждений в табл. 1). Методика предъявлялась с инструкцией: «Пожалуйста, укажите степень своего согласия или несогласия с приведенными утверждениями (1 — совершенно не согласен, 2 — скорее не согласен, 3 — нечто среднее, 4 — скорее согласен, 5 — полностью согласен)». Все утверждения за исключением одного (№ 3) являются прямыми, для подсчета итоговых показателей по шкалам рассчитывались средние значения для пунктов, входящих в шкалу. Данные о факторной структуре, надежности и валидности шкал приведены ниже в разделе «Результаты».
Диагностика социальной идентичности как идентификации с различными группами проводилась с помощью шкалы идентификации с человечеством С. Макфарленда [McFarland, Webb, Brown, 2012] в адаптации Т. А. Нестика [Нестик,
1 Авторы выражают признательность за участие в этой работе И. В. Аношкину, М. Г. Вершининой, Д. А. Ичкинеевой, Л. А. Ласице, Н. В. Михайлюковой, Т. Е. Петровой, И. Л. Телегиной, Т. Н. Тарковской, Е Н. Татарашвили, Н. И. Юртайкиной.
Журавлев, 2018]. В исходном варианте она позволяет оценить выраженность идентификации с тремя разными по объему группами: ближайшим окружением, гражданами своей страны и человечеством. В нашем исследовании методика была незначительно модифицирована таким образом, что вместо идентификации с ближайшим окружением оценивалась идентификация с жителями своего региона. В такой форме методика позволила получить оценку региональной, общероссийской и общечеловеческой идентичности. В состав методики входят девять заданий, в каждом из которых требуется в ответ на различные вопросы оценить степень своей идентификации с тремя указанными выше группами. В нашем исследовании были получены хорошие показатели надежности (здесь и далее приводятся значения коэффициента а Кронбаха): 0,89 для региональной; 0,88 для российской и 0,88 для общечеловеческой идентичности.
Для диагностики гражданской идентичности использовалась методика С. Роккас [Roccas, Klar, Liviatan, 2006] в адаптации О. А. Сычева и И. Н. Протасовой [Сычев, Протасова, 2020], которая включает две тесно связанные между собой шкалы — преданность и прославление. Первая содержит утверждения, оценивающие выраженность чувства принадлежности, преданности, привязанности к своей стране и народу (пример: «Я беззаветно предан своему народу»). Вторая включает пункты, выявляющие некритичное, преувеличенно позитивное отношение к своему народу, стране и ее лидерам, а также нетерпимость к критике своей страны (пример: «В сравнении с другими наш народ гораздо нравственнее»). Надежность шкал преданности и прославления составила 0,85 и 0,87 соответственно.
Включенная в батарею методик анкета содержала вопросы о демографических характеристиках участников исследования (пол, возраст, национальность, место рождения — этот регион или другой, длительность проживания в этом регионе и в других). Кроме того, анкета включала вопросы относительно степени интереса к новостям в своем регионе, России и мире (оценка от 1 — «совершенно не интересуюсь», до 5 — «очень интересуюсь») и круге общения (люди из своего региона, из других регионов России, из разных стран мира) в мессенджерах и социальных сетях (от 1 — «их нет» до 5 — «большинство»).
В ходе количественного анализа полученных результатов проводился эксплора-торный факторный анализ (ЭФА) методом «Минимальных остатков» с облическим вращением «облимин», конфирматорный факторный анализ (КФА) с использованием робастного алгоритма максимального правдоподобия (MLR), а также применялись методы анализа описательных статистик, корреляционного и сравнительного анализа. КФА проводился в программе Mplus 8, для остальных процедур анализа использовалась программная среда вычислений R.
Результаты и их обсуждение
Для предварительного анализа структуры шкалы региональной идентичности был проведен ЭФА. О пригодности данных для ЭФА свидетельствуют значения критерия Бартлетта (х2(136) = 10270,72, p< 0,001) и Кайзера-Мейера-Олкина (KMO = 0,95). На основе результатов параллельного анализа было выделено четыре фактора (см. табл. 1), объясняющих 59 % дисперсии. Коэффициенты корреляции между выделенными факторами лежат в пределах от 0,64 до 0,76.
Таблица 1. Факторные нагрузки заданий шкалы региональной идентичности
Факторные нагрузки
1 2 3 4
1) Я горжусь тем, что моя жизнь связана с этим регионом 0,27 0,13 0,04 0,52
2) Я чувствую себя частью этого региона 0,26 0,13 0,00 0,50
3) Я бы хотел(а) в ближайшее время переехать в другой регион 0,05 -0,08 0,03 -0,57
4) Если бы по какой-то причине мне пришлось уехать из этого региона, я бы обязательно постарался(ась) когда-нибудь сюда вернуться 0,00 0,00 0,12 0,61
5) Когда я уезжаю отсюда надолго, то начинаю скучать по местной природе и климату, будто этот регион стал частью меня -0,04 0,01 0,54 0,37
6) Если во время общения в семье, с друзьями или знакомыми кто-либо скажет что-то неприятное о природных особенностях этого региона, я, скорее всего, расстроюсь 0,05 0,20 0,58 -0,09
7) Я чувствую сильную связь с природой этого региона 0,06 0,05 0,79 -0,02
8) Я думаю, что этот регион — самый красивый в стране 0,20 -0,02 0,50 0,13
9) Я чувствую себя частью истории этого региона 0,53 0,01 0,23 0,10
10) Сохранять историческое наследие этого региона — большая честь 0,63 -0,03 0,19 -0,05
11) Я принадлежу к этому региону и к этой культуре — со всеми их достоинствами и недостатками 0,82 -0,02 -0,01 0,08
12) В какой-то степени я есть отражение культуры этого региона 0,72 0,13 -0,05 -0,05
13) Я горжусь тем, что живу в регионе со своими самобытными традициями, обычаями и фольклором 0,57 0,17 0,07 0,06
14) Я чувствую некую глубинную связь с людьми, живущими в этом регионе 0,26 0,46 0,05 0,10
15) Когда я слышу что-то хорошее о местных жителях, то воспринимаю это как личный комплимент 0,01 0,80 0,03 -0,01
16) Когда я говорю о людях, живущих в этом регионе, то часто использую местоимение «мы» вместо «они» 0,01 0,77 0,01 -0,03
17) Мне было бы приятно, если бы меня характеризовали как типичного представителя этого региона 0,02 0,53 0,10 0,26
Собственные значения 3,23 2,47 2,24 2,02
Доля объясняемой дисперсии 0,19 0,15 0,13 0,12
Примечание. Жирным шрифтом выделены нагрузки, превышающие по модулю 0,4.
Первый и второй факторы образованы пунктами, которые в оригинальной версии входили в фактор «Идентификация с культурой региона». Представляется не случайным, что в нашем исследовании этот фактор разделился на два, поскольку второй фактор объединяет пункты, общим содержанием которых является не столько идентификация с культурой, сколько с людьми, живущими в этом регионе. При этом первый фактор, действительно, может быть интерпретирован как идентификация с культурой региона. Третий и четвертый факторы, выделенные в ходе ЭФА, полностью соответствуют факторам «Идентификация с территорией» и «Чувство принадлежности региону», выделенным в оригинальной версии опросника.
Далее с помощью КФА были проверены четыре альтернативные модели методики:
1) однофакторная;
2) соответствующая оригиналу трехфакторная модель с коррелирующими факторами, в которой утверждения № 9—17 образуют один фактор, а два других фактора полностью соответствуют факторам 3 и 4, выделенным в ходе ЭФА;
3) основанная на результатах ЭФА четырехфакторная модель с коррелирующими факторами, отличающаяся от предыдущей тем, что утверждения № 9—17 образуют два фактора, а не один;
4) иерархическая модель с четырьмя факторами первого уровня (соответствующими результатам ЭФА) и одним фактором второго уровня.
Показатели соответствия перечисленных моделей данным, а также результаты их сравнения друг с другом (по порядку, каждая последующая сравнивается с предыдущей) приведены в таблице 2. Эти результаты свидетельствуют, что соответствие однофакторной модели данным нельзя признать удовлетворительным, в то время как трехфакторная модель, соответствующая оригинальной версии опросника, демонстрирует близкие к приемлемым значения индексов соответствия, при этом она статистически значимо превосходит однофакторную. В то же время четырехфакторная модель показывает более высокие показатели соответствия данным и статистически значимо превосходит трехфакторную.
Таблица 2. Результаты оценки и сравнения альтернативных моделей шкалы региональной идентичности
Модель х2 df p CFI TLI RMSEA SRMR SCF Дх2(скорр.) Дdf p
1. Однофакторная 1137,63 119 0,001 0,870 0,851 0,091 0,052 1,28 — — —
2. Трехфакторная 719,19 116 0,001 0,923 0,910 0,071 0,041 1,27 325,40 3 0,001
3. Четырехфакторная 594,82 113 0,001 0,938 0,926 0,064 0,038 1,26 107,91 3 0,001
4. Четырехфакторная иерархическая 599,22 115 0,001 0,938 0,927 0,064 0,038 1,26 4,66 2 0,097
Примечание: CFI — сравнительный индекс согласия, TLI — индекс согласия Такера-Льюиса, RMSEA—среднеква-дратическая ошибка аппроксимации, SRMR — стандартизованный среднеквадратический остаток, SCF—поправочный коэффициент для сравнения величин х2 при использовании метода робастного максимального правдоподобия (MLR).
Иерархическая четырехфакторная модель (рис. 1) не показывает статистически значимого превосходства над четырехфакторной моделью с коррелирующими факторами при равной величине индексов согласия. Однако она оценивается как предпочтительная ввиду лучшего соответствия теоретическим представлениям о том, что региональная идентичность является единым конструктом, и по этой причине рассматривается нами в качестве основной модели опросника. Поскольку результаты анализа структуры русскоязычной версии свидетельствуют о наличии в его структуре четырех хорошо интерпретируемых факторов, в ходе последующего анализа использовались показатели соответствующих выявленным факторам четырех шкал.
Рис. 1. Четырехфакторная иерархическая модель факторной структуры шкалы региональной идентичности (все приведенные факторные нагрузки статистически значимы при р < 0,001, остатки опущены для упрощения рисунка)
Таким образом, хотя русскоязычный текст методики полностью соответствует оригиналу, результаты анализа факторной структуры несколько отличаются, уточняя результаты, полученные авторами оригинальной версии [Дэйп, ZOniga, Morales, 2018]. В частности, наилучшим образом соответствует данным не трех-, а четырехфакторная структура, в которой фактор идентификации с культурой региона распадается на два — идентификации с культурой и населением региона. Последние два фактора показывают наибольшие факторные нагрузки на общий фактор второго уровня, что можно интерпретировать как свидетельство их ведущей роли в структуре региональной идентичности.
Оценка надежности опросника в целом и его отдельных шкал с помощью коэффициента а Кронбаха позволяет сделать вывод о высокой надежности общего показателя и отдельных шкал (табл. 3). Средние значения по всем шкалам и общему показателю (от 3,08 до 3,35), близкие к центру пятибалльной шкалы, вместе с отрицательными и небольшими по величине значениями коэффициента асимметрии (не более 0,3 по модулю) указывают на приблизительно симметричное распределение (см. рис. 2).
Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены Monitoring of Public Opinion: Economic and Social Changes
№ 1 (167) январь — февраль 2022 No. 1 January — February 2022
Рис. 2. Распределение частот (гистограмма) для общего показателя по шкале региональной идентичности
1 2 3 4 5
Региональная идентичность
Для анализа валидности предложенной версии опросника региональной идентичности был проведен корреляционный анализ, результаты которого представлены в таблице 3. Конвергентную валидность опросника подтверждают корреляции его шкал с показателем региональной идентичности по методике С. Макфарленда: для шкалы идентификации с населением региона и общим показателем региональной идентичности величина корреляций составила не менее 0,70, что свидетельствует о тождественности измеряемых конструктов. Для трех оставшихся шкал, измеряющих идентификацию с культурой, территорией и чувство принадлежности региону, корреляции с региональной идентичностью по методике С. Макфарленда несколько ниже: от 0,49 до 0,64 (все при р < 0,001).
Таблица 3. Корреляции показателей шкалы региональной идентичности друг с другом и другими переменными
Шкалы и показатели N Шкала региональной идентичности Чувство принад-леж-ности Идентификация с территорией Идентификация с культурой Идентификация с населением
Шкала региональном идентичности Р. Асуна и др.
Шкала региональной идентичности 1027 — 0,82*** 0,86*** 0,91*** 0,88***
Чувство принадлежности 1027 0,82*** — 0,63*** 0,64*** 0,63***
Идентификация с территорией 1027 0,86*** 0,63*** — 0,71*** 0,66***
Идентификация с культурой 1027 0,91*** 0,64*** 0,71*** — 0,76***
Идентификация с населением 1027 0,88*** 0,63*** 0,66*** 0,76*** —
Шкала идентификации с человечеством С. Макфарленда
Региональная идентичность 1023 0,70*** 0,49*** 0,57*** 0,64*** 0,71***
Российская идентичность 1023 0,48*** 0,26*** 0,39*** 0,48*** 0,51***
Общечеловеческая идентичность 1023 0,20*** 0 0,18*** 0,24*** 0,25***
Опросник гражданском идентичности С. Роккас
Гордость своей страной 1017 0,63*** 0,47*** 0,54*** 0,59*** 0,59***
Прославление своей страны 1017 0,48*** 0,37*** 0,42*** 0,42*** 0,44***
Шкалы и показатели N Шкала региональной идентичности Чувство принад-леж-ности Идентификация с территорией Идентификация с культурой Идентификация с населением
Анкетные данные
Интерес к событиям в своем регионе 1025 0,41*** 0,31*** 0,36*** 0,40*** 0,35***
Интерес к событиям в России 1025 0,28*** 0,17*** 0,23*** 0,28*** 0,28***
Интерес к событиям в мире 1025 0,09** -0,02 0,09** 0,12*** 0,12***
Круг общения из своего региона 1022 0,08* 0,08** 0,03 0,09** 0,06
Круг общения из других регионов 1022 0,02 -0,05 0 0,05 0,05
Круг общения из разных стран мира 1022 0,05 -0,02 0,02 0,09** 0,06
Социально-демографические характеристики
Стаж проживания в этом регионе 637 0,37*** 0,26*** 0,32*** 0,38*** 0,35***
Стаж проживания в другом регионе 527 -0,07 -0,01 -0,05 -0,11* -0,08
Возраст 1023 0,28*** 0,20*** 0,26*** 0,25*** 0,27***
Описательная статистика по шкалам
Среднее 1027 3,20 3,35 3,11 3,26 3,08
Стд. откл. 1027 0,87 0,94 1,05 0,99 1,04
Асимметрия 1027 -0,24 -0,25 -0,20 -0,30 -0,17
Эксцесс 1027 -0,33 -0,44 -0,68 -0,41 -0,66
Надежность (а Кронбаха) 1027 0,94 0,78 0,83 0,88 0,86
Примечания. Значимость коэффициентов: * p< 0,05; ** p< 0,01; *** p< 0,001.
В пользу конструктной валидности свидетельствуют также существенные корреляции с показателями общероссийской идентичности, а также с гордостью своей страной и ее прославлением. Стаж проживания в этом регионе у лиц, проживавших ранее за его пределами, также показывает существенную прямую связь с региональной идентичностью. Региональная идентичность сильнее коррелирует с интересом к событиям в своем регионе, слабее — с интересом к событиям в России и показывает наименьшую связь с интересом к событиям в мире. Также имеются слабые корреляции региональной идентичности с числом людей из своего региона, попадающих в круг общения, в то время как число людей из других регионов и стран практически не связано с региональной идентичностью.
О том, что региональная идентичность выше у лиц старшего возраста, свидетельствует умеренная корреляция между этими переменными (табл. 3). Различий по общему показателю региональной идентичности между мужчинами и женщинами не обнаружилось (критерий Манна-Уитни и=107467, 1(1!) = 0,91, р — незначим). Лица, имеющие общее среднее образование или ниже, демонстрируют меньший уровень региональной идентичности, чем лица со средним профессиональным или высшим образованием (Критерий Краскела-Уоллиса х2(2) = 32,79, р < 0,001). Наибольшую региональную идентичность демонстрируют лица, родившиеся в данном регионе, наименьшую — в другом регионе страны, в то время как у людей,
родившихся в другой стране, уровень региональной идентичности оказался средним (Критерий Краскела-Уоллиса х2(2) = 22,58, р < 0,001).
Сравнение выборок, проходивших опрос в бланковой и онлайн форме, показало наличие статистически значимых различий по возрасту и показателям идентичности (табл. 4). Наиболее существенными оказались различия по возрасту—это является закономерным следствием того, что расширение выборки путем онлайн-опроса преследовало целью увеличение репрезентативности за счет расширения вариации по социально-демографическим характеристикам.
Таблица 4. Сравнение выборок, проходивших опрос в бланковом и онлайн формате с помощью критериев Стьюдента и Манна-Уитни
Формат опроса t (1025) P U-Манна-Уитни Z(U) p
Бланковый (N = 508) Онлайн (N = 519)
Шкала региональной идентичности 3,12 3,28 3,04 0,01 119608,5 2,57 0,05
Чувство принадлежности 3,31 3,38 1,19 незн. 127209 0,97 незн.
Идентификация с территорией 3,03 3,19 2,48 0,05 120217 2,45 0,05
Идентификация с культурой 3,17 3,35 2,85 0,01 119272 2,60 0,01
Идентификация с населением 2,95 3,20 3,94 0,001 113735,5 3,77 0,001
Региональная идентичность 3,25 3,26 0,25 незн. 130341 0,10 незн.
Российская идентичность 3,15 3,33 3,81 0,001 113811 3,60 0,001
Общечеловеческая идентичность 2,85 3,06 4,13 0,001 112947,5 3,78 0,001
Гордость своей страной 3,35 3,53 3,04 0,01 114600,5 3,24 0,01
Прославление своей страны 2,50 2,68 3,18 0,01 114073 3,25 0,01
Возраст 22,55 33,69 15,57 0,001 62500 14,56 0,001
С учетом показанной выше существенной связи индикаторов идентичности с возрастом можно предположить, что различия между выборками обусловлены именно им, а не форматом опроса. Это предположение подтверждается результатами сравнения выборок с помощью ковариационного анализа при контроле возраста — статистически значимыми остаются лишь различия по двум показателям методики С. Макфарленда. Переменные по шкале региональной идентичности при контроле возраста не показывают зависимости от формы проведения опроса, так что использование объединенной выборки для анализа ее результатов не угрожает достоверности выводов.
Для оценки прагматической валидности шкалы региональной идентичности была проанализирована связь региона проживания с показателями по шкале. Поскольку выборки из разных регионов существенно различаются по ряду важных параметров (возрасту и доле лиц, родившихся вне данного региона), вместо непосредственного сравнения средних значений была построена общая линейная
модель зависимости региональной идентичности от региона проживания и указанных контролируемых факторов. Предварительная оценка ряда аналогичных линейных моделей с включением других факторов (пола, уровня образования, длительности проживания в данном регионе и в других регионах) показала отсутствие их статистически значимого вклада, поэтому в итоговой модели они не учитывались. Полученная модель (см. табл. 5) объясняет 15,3 % дисперсии региональной идентичности и характеризуется высоким уровнем статистической значимости: Р (12,975) = 14,7, р < 0,001.
Таблица 5. Общая линейная модель зависимости региональной идентичности от региона проживания, возраста и места рождения
Фактор/Категория Коэффициент ß Станд. ошибка ß t p
Свободный член -0,60 0,12 -5,00 <0,001
Возраст 0,02 0,00 8,19 <0,001
Место рождения
Другой регион России -0,46 0,08 -5,89 <0,001
Другая страна -0,30 0,13 -2,36 0,019
Регион проживания
Новосибирская область -0,39 0,17 -2,35 0,020
Пермский край -0,18 0,12 -1,44 0,150
Оренбургская область -0,16 0,14 -1,14 0,250
Алтайский край 0,12 0,13 0,91 0,370
Приморский край 0,15 0,14 1,09 0,280
Республика Крым 0,17 0,14 1,23 0,220
Красноярский край 0,17 0,15 1,14 0,260
Республика Башкортостан 0,20 0,14 1,43 0,150
Санкт-Петербург 0,47 0,21 2,23 0,030
Примечания: для удобства интерпретации результатов зависимая переменная (региональная идентичность) была стандартизирована, регионы упорядочены по величине коэффициента р. Референтная категория фактора «Место рождения» — «Данный регион», референтная категория фактора «Регион проживания» — «Москва или Московская область».
Представленные в таблице 5 результаты свидетельствуют о высокой статистической значимости вклада возраста и места рождения. В среднем увеличение возраста на один год приводит к росту показателя по шкале региональной идентичности на 0,02 стандартных отклонения, что при значительной возрастной разнице может иметь весьма существенные последствия. Также довольно значительным оказывается вклад места рождения: у лиц, родившихся в другом регионе России уровень региональной идентичности ниже, чем у тех, кто родился в данном регионе почти на 0,5 стандартных отклонения. Вклад фактора «Регион проживания» в региональную идентичность также достаточно существенный, при этом наибольшие ее показатели отмечаются в Санкт-Петербурге, а наименьшие—в Новосибирской области. При этом в Санкт-Петербурге региональная идентичность почти на 0,5 стандартного отклонения выше, чем в Москве и Московской области (выбранной
в качестве референтной категории), в то время как в Новосибирской области — примерно на 0,4 стандартных отклонения ниже. Отклонения уровня региональной идентичности от референтной категории в других регионах России не показывают статистической значимости.
Заключение
Несмотря на актуальность исследования региональной идентичности в связи с ее вероятными последствиями для миграционного поведения, вопросы о структуре региональной идентичности и методах ее диагностики в отечественной науке остаются недостаточно изученными. Для восполнения этого пробела нами была разработана и апробирована русскоязычная версия опросника региональной идентичности, основанная на методике, предложенной чилийскими социальными психологами [Asún, Zúñiga, Morales, 2018].
Результаты проведенного исследования позволили уточнить представления о структуре региональной идентичности. В частности, на основе факторного анализа было выделено не три, как в оригинальной версии [там же], а четыре шкалы: чувство принадлежности к региону, идентификация с территорией, идентификация с культурой, идентификация с населением региона. Эти шкалы, представляющие разные аспекты региональной идентичности, довольно тесно коррелируют между собой, так что наиболее точной структурной моделью методики оказывается иерархическая модель, в которой все они образуют единый фактор.
Предложенный инструмент демонстрирует возможность дифференцированной оценки разных аспектов региональной идентичности, не сводя ее лишь к отношению к физическому объекту, территории. В итоге «регион» есть выражение социальных отношений с людьми—с разными группами, его населяющими. В этом смысле «регион» можно считать реальным, эмпирическим эквивалентом искусственных групп SCT и SIT [Tajfel, 1969; Turner et al., 1987]. Следовательно, полученные нами результаты подтверждают основанные на указанных теориях ожидания относительно формирования социальной идентичности в естественных условиях. В то же время особенностью структуры региональной идентичности является тот факт, что она органично включает в себя переживания связи с природой региона, его историей и культурой, что подтверждается результатами нашего и ряда прошлых исследований [Bernardo, Palma-Oliveira, 2016; Cinnirella, 1998; Santana, Carrasco, Estrada, 2013].
Высокая конвергентная валидность шкал предложенной методики подтверждается результатами анализа их связи с показателем региональной идентичности по методике С. Макфарленда, причем наибольшую корреляцию показала шкала идентификации с населением. Этот факт, с одной стороны, подтверждает центральную роль в структуре региональной идентичности идентификации с группой — населением региона. С другой стороны, это может быть следствием более узкого содержания шкалы С. Макфарленда [McFarland et al., 2012], ориентированной на измерение социальной идентичности как идентификации с различными социальными группами: в этом случае, естественно, в содержании шкалы не представлены такие важные аспекты региональной идентичности как природа, история и культура региона. С учетом высокой факторной нагрузки шкалы иден-
тификации с населением на общий фактор и высокой конвергентной валидности, ее можно рекомендовать к использованию для экспресс-оценки региональной идентичности вместо всей методики в ситуациях, когда использование последней невозможно.
Выявленные в данном исследовании корреляции с общероссийской и гражданской идентичностью, а также с идентификацией с человечеством хорошо соответствуют данным прошлых исследований [Asûn, Zûniga, 2013; Hooghe, Stiers, 2020], подтверждая общность различных уровней в иерархической структуре социальной идентичности. Несмотря на удаленность друг от друга в иерархии региональной (локальной) и общечеловеческой (глобальной) идентичности, результаты свидетельствуют о наличии прямой, хотя и довольно слабой связи между ними, подтверждая выводы других исследователей (см., например, [Hooghe, Stiers, 2020]).
О конструктной валидности шкал региональной идентичности свидетельствуют их умеренные ожидаемые связи с возрастом, стажем проживания в регионе и местом рождения, интересом к региональным событиям. Как и в исследовании авторов методики [Asûn, Zûniga, Morales, 2018], региональная идентичность тем выше, чем больше стаж проживания в регионе — она выше у тех, кто родился в своем регионе, чем у приезжих. Высокая региональная идентичность ожидаемо сочетается с выраженным интересом к жизни региона.
Ограничения исследования связаны с процедурой формирования выборки, не обеспечивающей полноты и репрезентативности данных из разных регионов России. Следовательно, представленные выводы о различиях региональной идентичности по регионам необходимо рассматривать как предварительные. Проверка, дополнение и уточнение результатов об уровне региональной идентичности в разных регионах нашей страны, а также анализ ее связи с культурными и географическими факторами составляет перспективу данного исследования.
Представленные данные о различиях в уровне региональной идентичности между разными территориями России демонстрируют полезность предложенной методики для анализа региональных особенностей идентичности их населения. Возможности практического применения методики связаны с оценкой и анализом последствий для идентичности различных мер региональной политики, а также анализом этнокультурных особенностей жителей разных регионов.
Список литературы (References)
Агадуллина Е. Р., Ловаков А. В. Модель измерения ингрупповой идентификации: проверка на российской выборке // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2013. Т. 10. № 4. C. 143—157.
Agadullina E. R., Lovakov A. V. (2013) Measurement Model of In-group Identification: Validation in Russian Samples. Psychology. Journal of the Higher School of Economies. Vol. 10. No. 4. P. 143—157. (In Russ.)
Нестик Т. А., Журавлев А. Л. Психология глобальных рисков. М. : Институт психологии РАН, 2018.
Nestik T. A., Zhuravlev A. L. (2018) Psychology of Global Risks. Moscow: Institute of Psychology, Russian Academy of Sciences. (In Russ.)
Сычев О. А., Протасова И. Н. Опросник гражданской идентичности // Актуальные вопросы общей и юридической психологии: образование, право и социальные практики: материалы II Международной научно-практической конференции / под ред. Е. С. Аничкина, А. А. Васильева, Д. В. Каширского, Н. В. Сабельниковой. Барнаул : Изд-во Алт. ун-та, 2020. P. 148—154.
Sychev O. A., Protasova I. N. (2020) The Civil Identity Questionnaire. In: Anichkin E. S., Vasilev A. A., Kashirskii D. V., Sabelnikova N. V. (eds.) Actual Issues in Law Psychology: Education, Law and Social Practice: Proceedings of the II International Conference. Barnaul: Publ. Altay State University. P. 148—154. (In Russ.)
Asún R., Zúñiga C. (2013) National Identity and Regional Identities in Today's Chile: Complementarity or Conflict? Estudios de Psicologia. Vol. 34. No. 1. P. 95—100. https:// doi.org/10.1174/021093913805403183.
Asún R., Zúñiga C., Morales J.-F. (2018) Design and Validation of the Revised Regional Identity Scale (RIS-2) / Diseño y Validación de la Escala de Identidad Regional Revisada (RIS-2). International Journal of Social Psychology. Vol. 33. No. 2. P. 357—389. https:// doi.org/10.1080/02134748.2018.1439691.
Bernardo F., Palma-Oliveira J.-M. (2016) Urban Neighbourhoods and Intergroup Relations: The Importance of Place Identity. Journal of Environmental Psychology. Vol. 45. P. 239—251. https://doi.org/10.1016/jjenvp.2016.01.010.
Billig M. (1985) Prejudice, Categorization and Particularizaron: From a Perceptual to a Rhetorical Approach. European Journal of Social Psychology. Vol. 15. No. 1. P. 79— 103. https://doi.org/10.1002/ejsp.2420150107.
Bonaiuto M., Alves S. (2012) Residential Places and Neighbourhoods: Toward Healthy Life, Social Integration, and Reputable Residence. In: Clayton S. D. (ed.) The Oxford Handbook of Environmental and Conservation Psychology. New York: Oxford University Press. P. 221—247.
Cinnirella M. (1998) Exploring Temporal Aspects of Social Identity: The Concept of Possible Social Identities. European Journal of Social Psychology. Vol. 28. No. 2. P. 227—248. https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-0992(199803/04)28:2<227:: AID-EJSP866>3.0.C0;2-X.
Clowes E. W., Erbsloh G., Kokobobo A. (eds.) (2018) Russia's Regional Identities: The Power of the Provinces. New York, NY: Routledge.
Gaertner L., Insko C. A. (2000) Intergroup Discrimination in the Minimal Group Paradigm: Categorization, Reciprocation, or Fear? Journal of Personality and Social Psychology. Vol. 79. No. 1. P. 77—94. https://doi.org/10.1037/0022-3514.79.1.77.
Haslam S. A., McGarty C., Oakes P. J., Turner J. C. (1993) Social Comparative Context and Illusory Correlation: Testing between Ingroup Bias and Social Identity Models of Stereotype Formation. Australian Journal of Psychology. 1993. Vol. 45. No. 2. P. 97— 101. https://doi.org/10.1080/00049539308259125.
Haslam S. A., Oakes P. J., Turner J. C., McGarty C. (1995) Social Categorization and Group Homogeneity: Changes in the Perceived Applicability of Stereotype Content as a Function of Comparative Context and Trait Favourableness. The British Journal of Social Psychology. Vol. 34. No. 2. P. 139—160. https://doi.org/10.1111/j.2044-8309.1995. tb01054.x.
Hogg M. A. (2000) Subjective Uncertainty Reduction through Self-Categorization: A Motivational Theory of Social Identity Processes. European Review of Social Psychology. Vol. 11. No. 1. P. 223—255. https://doi.org/10.1080/14792772043000040.
Hooghe M., Stiers D. (2020) Regional Identity and Support for Restrictive Attitudes on Immigration. Evidence from a Household Population Survey in Ghent (Belgium). Ethnic and Racial Studies. Vol. 44. No. 4. P. 1—20. https://doi.org/10.1080/01419 870.2020.1782962.
Jessop B., Brenner N., Jones M. (2008) Theorizing Sociospatial Relations. Environment and Planning D: Society and Space. Vol. 26. No. 3. P. 389—401. https://doi.org/ 10.1068/d9107.
Knight D. B. (1982) Identity and Territory: Geographical Perspectives on Nationalism and Regionalism. Annals of the Association of American Geographers. Vol. 72. No. 4. P. 514—531. https://doi.org/10.1111/j.1467-8306.1982.tb01842.x.
Lodewijkx H. F. M., Wildschut T., Syroit J. E. E. M., Visser L., Rabbie J. M. (1999) Competition between Individuals and Groups: Do Incentives Matter?: A Group Adaptiveness Perspective. Small Group Research. Vol. 30. No. 4. P. 387—404. https://doi.org/10.1177/ 104649649903000401.
McFarland S., Webb M., Brown D. (2012) All Humanity is My Ingroup: A Measure and Studies of Identification with all Humanity. Journal of Personality and Social Psychology. Vol. 103. No. 5. P. 830—853. https://doi.org/10.1037/a0028724.
McGarty C., Turner J. C., Oakes P. J., Haslam S. A. (1993) The Creation of Uncertainty in the Influence Process: The Roles of Stimulus Information and Disagreement with Similar Others. European Journal of Social Psychology. Vol. 23. No. 1. P. 17—38. https://doi.org/10.1002/ejsp.2420230103.
Oakes P. J., Haslam S. A., Morrison B., Grace D. (1995) Becoming an In-Group: Reexamining the Impact of Familiarity on Perceptions of Group Homogeneity. Social Psychology Quarterly. Vol. 58. No. 1. P. 52—60. https://doi.org/10.2307/2787143.
Paasi A. (2010) Regions Are Social Constructs, But Who or What 'Constructs' Them? Agency in Question. Environment and Planning A. Vol. 42. No. 10. P. 2296—2301. https://doi.org/10.1068/a42232.
Paasi A. (2011) The Region, Identity, and Power. Procedia — Social and Behavioral Sciences. Vol. 14. P. 9—16. https://doi.org/10.1016/j.sbspro.2011.03.011.
Paasi A., Metzger J. (2017) Foregrounding the Region. Regional Studies. Vol. 51. No. 1. P. 19—30. https://doi.org/10.1080/00343404.2016.1239818.
Prokkola E.-K., Zimmerbauer K., Jakola F. (2015) Performance of Regional Identity in the Implementation of European Cross-Border Initiatives. European Urban and Regional Studies. Vol. 22. No. 1. P. 104—117. https://doi.org/10.1177/0969776412465629.
Rabbie J. M., Horwitz M. (1988) Categories Versus Groups as Explanatory Concepts in Intergroup Relations. European Journal of Social Psychology. Vol. 18. No. 2. P. 117— 123. https://doi.org/10.1002/ejsp.2420180204.
Rabbie J. M., Lodewijkx H. F. (1994) Conflict and Aggression: An Individual-Group Continuum. Advances in Group Processes. Vol. 11. P. 139—174.
Roccas S., Klar Y., Liviatan I. (2006) The Paradox of Group-Based Guilt: Modes of National Identification, Conflict Vehemence, and Reactions to the In-Group's Moral Violations. Journal of Personality and Social Psychology. Vol. 91. No. 4. P. 698—711. https:// doi.org/10.1037/0022-3514.91.4.698.
Royle E. (1998) Introduction, Regions and Identities. In: Royle E. (ed.) Issues of Regional Identity: In Honour of John Marshall. Manchester: Manchester University Press. P. 1—13.
Sagan R., Sitek S., Szajnowska-Wysocka A. (2020) The Impact of Globalisation on Regional Identity: The Example of Silesian Identity. Bulletin of Geography. Socioeconomic Series. Vol. 48. P. 83—111. https://doi.org/10.2478/bog-2020-0015.
Santana D., Carrasco H., Estrada C. (2013) Regional Ecological Identity: The Role of the Surrounding Environment in the Construction of Patagonian Identity. Eustudios de Psicologia. Vol. 34. No. 1. P. 83—88. https://doi.org/10.1174/021093913805403101.
Smith-Peter S. (2017) Imagining Russian Regions: Subnational Identity and Civil Society in Nineteenth-Century Russia. Leiden; Boston: Brill.
Tajfel H. (1969) Cognitive Aspects of Prejudice. Journal of Biosocial Science. Vol. 1. No. S 1. P. 173—191. https://doi.org/10.1017/S0021932000023336.
Tajfel H. (1974) Social Identity and Intergroup Behavior. Social Science Information. Vol. 13. No. 2. P. 65—93. https://doi.org/10.1177/053901847401300204.
Tajfel H., Billig M. (1974) Familiarity and Categorization in Intergroup Behavior. Journal of Experimental Social Psychology. Vol. 10. No. 2. P. 159—170. https:// doi.org/10.1016/0022-1031(74)90064-X.
Tajfel H., Billig M. G., Bundy R. P., Flament C. (1971) Social Categorization and Intergroup Behavior. European Journal of Social Psychology. Vol. 1. No. 2. P. 149—178. https:// doi.org/10.1002/ejsp.2420010202.
Tajfel H., Turner J. C. (1986) The Social Identity Theory of Intergroup Behavior. In: Austin W. G., Worchel S. (eds.) Psychology of Intergroup Relations. Chicago, IL: NelsonHall. P. 7—24.
Turner J. C. (1975) Social Comparison and Social Identity: Some Prospects for Intergroup Behavior. European Journal of Social Psychology. Vol. 5. No. 1. P. 1—34. https:// doi.org/https://doi.org/10.1002/ejsp.2420050102.
Turner J. C., Brown R. J., Tajfel H. (1979) Social Comparison and Group Interest in Ingroup Favoritism. European Journal of Social Psychology. Vol. 9. No. 2. P. 187—204. https://doi.org/https://doi.org/10.1002/ejsp.2420090207.
Turner J. C., Hogg M. A., Oakes P. J., Reicher S. D., Wetherell M. S. (1987) Rediscovering the Social Group: A Self-Categorization Theory. Cambridge, MA: Basil Blackwell.
Turner J. C. (1985) Social Categorization and Self-Concept: A Social Cognitive Theory of Group Behavior. In: Lawler E. J. (ed.) Advances in Group Process. Greenwich, CT: JAI Press. P. 77—121.
Turner J. C., Oakes P. J. (1989) Self-Categorization Theory and Social Influence. In: Paulus P. B. (ed.) Psychology of Group Influence. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates, Inc. P. 233—275.
Vermeulen W. R.J., Roy D., Quax R. (2019) Modelling the Influence of Regional Identity on Human Migration. Urban Science. Vol. 3. No. 3. P. 78—93. https://doi.org/10.3390/ urbansci3030078.
Züniga C., Asün R. (2004) Design and Validation of an Regional Identity Scale. International Journal of Social Psychology. Vol. 19. No. 1. P. 35—49. https://doi.org/10.1174/ 021347404322726544.
