CC BY
5
2023
ВЕСТНИК САНКТ-ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА ПСИХОЛОГИЯ
Т. 13. Вып. 4
ЭМПИРИЧЕСКИЕ И ЭКСПЕРИМЕНТАЛЬНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ
УДК 159.9
Структура базовых жизненных ориентаций: этнокультурный аспект (на примере китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций)*
Е. Ю. Коржоваа, П. Цинь, Е. К. Веселова, М. Я. Дворецкая
Российский государственный педагогический университет им. А. И. Герцена, Российская Федерация, 191186, Санкт-Петербург, наб. р. Мойки, 48
Для цитирования: Коржова Е. Ю., Цинь П., Веселова Е. К., Дворецкая М.Я. Структура базовых жизненных ориентаций: этнокультурный аспект (на примере китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций) // Вестник Санкт-Петербургского университета. Психология. 2023. Т. 13. Вып. 4. С. 493-508. https://doi.org/10.21638/spbu16.2023.404
Базовые жизненные ориентации характеризуют общую направленность личности и зависят от культуры, традиций и менталитета. Для межкультурных исследований жизненных ориентаций существенное значение имеет адекватный методический инструментарий. Целью данного исследования стала адаптация русскоязычного Опросника субъект-объектных ориентаций на китайском языке. Решались следующие задачи: эквивалентный перевод опросника на китайский язык; анализ дискримина-тивности пунктов и опросника в целом; выделение факторной структуры китайской версии опросника; определение ее валидности и надежности. Оригинальный вариант Опросника Е. Ю. Коржовой, имеющий полное психометрическое обоснование, включает 21 пункт дихотомических утверждений. Адаптация опросника проводилась среди китайских студентов университета провинции Гуйчжоу (КНР). В связи с необходимостью переформулирования пунктов и поиском оценочной стратегии опрос респондентов осуществлялся шесть раз, по разным вариантам китайской версии опросника, в разных выборках. Всего опрошен 1471 респондент. Адаптированная китайская версия опросника состоит из 11 пунктов, входящих в три фактора: 1) готовность бросить вызов трудностям; 2) стремление к внутренней гармонии; 3) ясность цели в жизни. Такая структура базовых жизненных ориентаций существенно отличается от четырех-факторной структуры, присущей россиянам (три фактора, характеризующие разные
* Исследование выполнено за счет внутреннего гранта РГПУ им. А. И. Герцена, проект № 19ВГ. а Автор для корреспонденции.
© Санкт-Петербургский государственный университет, 2023
стороны творческой направленности личности в жизненных ситуациях, и трансситуационный локус контроля). Наличие в разных факторах общих элементов позволяет фиксировать как сходства, так и различия в психологии жизненных ориентаций россиян и китайцев. По результатам психометрического анализа китайская версия опросника предусматривает оценки утверждений по 5-балльной шкале Лайкерта, в отличие от русскоязычной версии с альтернативным выбором ответов. Китайская версия шкалы жизненных ориентаций обладает высокой надежностью и валидностью и может быть использована для изучения жизненных ориентаций китайцев. Применение данной версии будет способствовать развитию научного и культурного обмена между Россией и Китаем.
Ключевые слова: базовые жизненные ориентации, Опросник субъект-объектных ориентаций, китайская версия, психометрическое обоснование, факторная структура жизненных ориентаций, культурная обусловленность.
Введение
Жизненные ориентации являются исходным пунктом жизненного пути личности. Вопрос о них занимает существенное место во всей жизненной проблематике психологии. Соответственно, рассматривается довольно широкий круг явлений: ценностно-личностная направленность, смысл жизни и смысложизненные ориентации, ценностные ориентации, идеалы (Маю, 2017; Никулина, 2022), социальные условия их формирования (Иоссаз, 8ад1у, 2017; Кряжева, Виноградская, 2020; Шатене, 2021), а также жизненные модели (Костромина и др., 2021). Нами была разработана концепция человека как субъекта жизнедеятельности, теоретически и эмпирически обосновывающая его активность в созидании своей жизни на стыке субъектного, ситуационного и личностного подходов (Коржова, 2006; Коржова и др., 2018). В соответствии с данным подходом, базовые (субъект-объектные) жизненные ориентации характеризуют направление реализации потенциала субъект-ности в жизненных ситуациях и меру субъектной включенности в них. На основе жизненных ориентаций осуществляется взаимодействие человека с жизненными ситуациями, которое проявляется как объективно (в поступках), так и субъективно (в отношениях). В системе трансситуационной психодиагностики (учитывающей контакт человека с жизненной ситуацией) был создан ряд методик, в том числе Опросник субъект-объектных ориентаций Е. Ю. Коржовой (Коржова, 2002). В процессе его разработки и психометрического обоснования была выявлена структура субъект-объектных ориентаций: трансситуационная изменчивость (стремление к самоизменениям); локус контроля (ответственность на уровне личности), направленность на освоение мира (внутреннего или внешнего), подвижность (стремление к новизне). Положительные полюса (изменчивость, внутренний ло-кус контроля, освоение внутреннего мира, подвижность) характеризуют личность с активной жизненной позицией (на уровне субъекта — субъектную ориентацию), тогда как противоположные качества — личность с пассивной жизненной позицией (на уровне субъекта — объектную ориентацию). Своеобразие взаимосвязи компонентов субъект-объектных ориентаций дает обоснование их двухмерной типологии на пересечении ортогональных осей «трансситуационное творчество — трансситуационный локус контроля») и характеристики психологических типов («преобразователь», «гармонизатор», «пользователь», «потребитель» — на уровне
субъекта; а также на уровне личности благодаря учету духовно-нравственного вектора — типы ситуативно-целостная и внутренне-целостная личность). Одномерная типология включает противоположные типы субъектной и объектной ориентации.
Китайская культура отличается выраженным своеобразием. В формировании жизненных ориентаций китайцев можно отметить значительное влияние как традиций, так и современных тенденций в обществе и политике. Следование традиционным патриархальным ценностям, ориентация на социум сочетается с ориентацией на личные интересы, саморазвитие и получение жизненных благ (Малышева, 2018; Коржова, Дун, 2020).
В современной китайской психологии растет интерес к разработке методик психологической диагностики (Чжоу, Мынбаева, 2021) При этом широкое распространение получает практика адаптации иноязычных методик на китайском языке: опросника «Уровень соотношения "ценности" и "доступности"» Фанталовой (Да-ниленко, Сюй, 2018); Шкалы диспозиционного оптимизма М. Шайера (M. Scheier) и К. Карвера (C. Carver) (Deng, Dai, 2011), опросника «Аффективные мотивацион-ные ориентации в сексуальной жизни» К. Хилла (C. Hill) и Л. Престона (L. Preston) (Фурманов, Синьчунь, 2022) и др.
Целью настоящего исследования явилась адаптация Опросника субъект-объектных ориентаций на китайском языке и выявление их структуры. Субъект-объектные ориентации как базовые ориентации жизнедеятельности отражают определенный угол зрения на мир и не несут в себе оценочного компонента. Это хорошо согласуется с китайским менталитетом, которому присуще избегание однозначных оценок.
Решались следующие задачи: эквивалентный перевод опросника на китайский язык; анализ дискриминативности пунктов и опросника в целом; выделение факторной структуры китайской версии опросника; определение ее валидности и надежности.
Методы
Оригинальный вариант Опросника субъект-объектных ориентаций представляет собой 21 пункт альтернативных утверждений (Коржова, 2002). Для математи-ко-статистического анализа данных использовались программы SPSS 27.0 и Mplus 8.3. Для анализа дискриминативности китайской версии опросника вычислялись показатели p (определение доли респондентов, давших ключевые ответы) и четырехпольный коэффициент корреляции ф (определение величины корреляции заданий с общим показателем). Согласно данным П. Клайна (P. Kline) (Клайн, 1994), общепринято, что задания со значением ф от 0,80 до 0,20 считаются удовлетворительными. Дискриминативность (способность отдельного пункта и теста в целом различать между собой «слабых» и «сильных» испытуемых) вычислялась с помощью коэффициента ô Фергюсона (хороший результат при ô > 0,5) и коэффициента D (дискриминативность каждого пункта) (хороший результат при D > 0,4). Надежность как согласованность пунктов рассматривалась по значению коэффициента а Кронбаха (приемлемый результат при а > 0,7). Также для выявления факторной структуры китайской версии опросника использовался эксплораторный и кон-фирматорный факторный анализ. Индексы согласия (NFI — нормированный ин-
декс согласия, CFI — сравнительный индекс, GFI — индекс абсолютного согласия, AGFI — скорректированный индекс критерия согласия, PGFI) считаются удовлетворительными при значении 0,9 и более, квадратный корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA при значении 0,06 и ниже (Hu, Bentler, 1999). Для анализа конструктной валидности китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций были выбраны Шкала осмысленности жизни (Chen et al., 2015) и шкала депрессии PHQ-9 (Chen, 2011). Эти методики адаптированы на китайском языке. При разработке русскоязычной версии опросника (Коржова, 2002) нами было показано, что базовые жизненные ориентации содержательно соотносятся с уровнем осмысленности жизни, а высокие значения субъект-объектных ориентаций связаны с позитивным эмоциональным состоянием. В качестве критериев конвергентной валидности анализировались показатели AVE (средняя уточненная дисперсия) и CR (коэффициент конверсии).
Выборка
Адаптация опросника проводилась среди китайских студентов университета провинции Гуйчжоу. В связи с необходимостью переформулировки пунктов и поиском оценочной стратегии опрос респондентов осуществлялся шесть раз. Ниже представлено количество респондентов в каждой выборке и их возрастная характеристика (всего 1471 респондент) при опросе по разным вариантам китайской версии опросника:
1) N= 230, M = 19,16 лет, SD = 1,58; 113 мужчин, 117 женщин;
2) N= 213, M = 19,09 лет, SD = 1,59; 122 мужчины, 91 женщина;
3) N= 200, M = 18,71 лет, SD = 0,89; 88 мужчин, 112 женщин;
4) N= ■■ 285, M = 18,66 лет, SD = 0,82; 139 мужчин и 146 женщин;
5) N= 323, M = 18,99 лет, SD = 1,06; 45 мужчин, 278 женщин;
6) N= 220, M = 18,94 лет, SD = 1,13; 36 мужчин, 184 женщины.
Результаты
На первом этапе разработки китайской версии опросника субъект-объектных ориентаций осуществлен перевод методики в соответствии с требованиями к эквивалентности перевода (Бурлачук, 2008). Прямой и обратный перевод сделан с привлечением профессиональных переводчиков и при участии автора адаптации методики. Опросник был переведен на китайский язык тремя аспирантами, свободно владеющими китайским и русским языками. Один из них — китаец, специальность которого — русский язык. Второй аспирант — китаец, успешно окончивший аспирантуру по психологии. Третий — русский, свободно владеющий китайским языком. После неоднократных редактирований и проверки обратного перевода автором опросника шкала была приведена в соответствие с китайскими языковыми выражениями в плане перевода и семантики.
Версия 1. Первая китайская версия опросника состоит из 21 пункта и структурирована так же, как и оригинальная русская версия. Проведенный опрос китайских респондентов показал, что за исключением значения б, которое является
идеальным (0,902), остальные результаты не могут быть признаны удовлетворительными: по пунктам 9, 10, 12 значение коэффициента ф не входит в необходимый диапазон 0,2 до 0,8, а пункт 21 имеет граничное значение 0,8; значения ф всех пунктов ниже 0,2; пункты 4, 9, 10, 12, 18, 20 имеют неудовлетворительные Б-значения.
Версия 2. На основе первой версии пункты, по которым получены неудовлетворительные результаты дискриминативности, были переформулированы. В результате применения версии 2 оказалось, что значение б так же идеально (0,915); значения ф по всем пунктам ниже 0,2; значения Б пунктов 1, 3 и 14 не идеальны; следовательно, нужна дальнейшая модификация китайской версии.
Версия 3. В результате применения версии 3 значение б по-прежнему удовлетворяет условиям (0,906), но значение ф вновь не соответствует требованиям для нескольких пунктов (пункты 13 и 21); значение Б остается неудовлетворительным для пунктов 3, 4, 13, 14, 16, 21; значения ф по всем пунктам вновь не соответствовали требованиям (слишком низкие значения), что свидетельствует об отсутствии согласованности пунктов.
Версия 4. Для следующей версии пункты 2 («Моя жизнь насыщена разнообразными жизненными событиями — В моей жизни немного внешних событий»: трансситуационное освоение мира) и 7 («В моем прошлом было много жизненных изменений — В моем прошлом было мало жизненных изменений»: трансситуационный локус контроля) были заменены, поскольку китайские респонденты не могли осуществить выбор, не различая степень событийной насыщенности жизни. Новые пункты были направлены на выявление тех же параметров, что и изъятые: пункт 22 «Я более склонен к духовному обогащению внутреннего мира, чем к приобретению материальных благ — Я более склонен к приобретению материальных благ, чем к духовному обогащению» (трансситуационная направленность освоения мира) и пункт 23 «Я никогда не боюсь трудностей на жизненном пути — Я боюсь трудностей на жизненном пути» (трансситуационный локус контроля).
Поскольку в предыдущих версиях пункты оказывались не связанными между собой в силу особенностей мышления китайцев, не склонных к черно-белой оценке действительности и предпочитающих полутона, было принято решение заменить дихотомические формулировки использованием 7-балльной шкалы Лайкерта.
В результате применения данной версии пункты 2, 6, 7, 11, 19, 20, 21, 22 и 23 оказались не связанными. Коэффициент а Кронбаха равен -0,033. Далее в поисках оптимальной версии 7-балльная шкала Лайкерта была заменена на 5-балльную, коэффициент а получил значение -0,054, остальные коэффициенты по всем пунктам также оказались неудовлетворительными. В данной версии для оценки предлагалась по-прежнему пара высказываний, а шкала была заменена на 7-балльную, что привело к большому количеству случайных ответов из-за сложности таких заданий.
Версия 5. Результаты применения новой версии с 5-балльной шкалой показали, что коэффициент а становится выше при удалении пунктов 2 и 7 (а = 0,872). Поскольку корреляционные связи между пунктами 2 и 7 и общим баллом были незначительными, все же пришлось их удалить.
Для изучения факторной структуры китайской версии опросника предстояло провести факторный анализ. Предварительно были вычислены коэффициент Кайзера — Мейера — Олкина (КМО) и значение критерия Бартлетта. При КМО > 0,6 ре-
зультат является приемлемым, при KMO > 0,8 — очень хорошим. В нашем случае KMO = 0,894, что указывает на хорошее значение; значение критерия Бартлетта 2294,204 (p < 0,05), что также является хорошим показателем. Анализ общностей (communalities) демонстрирует, какую часть дисперсии каждой из включенных в анализ переменных объясняет предлагаемая факторная модель. Пункты являются хорошими, когда общности > 0,4. Когда общности < 0,4, пункты нужно удалить. В нашем случае общности всех пунктов больше 0,4, поэтому все они подходят для факторного анализа. Был проведен эксплораторный факторный анализ методом главных компонент с Varimax-вращением, в результате выделено шесть факторов (пункты 13, 14, 15, 16); (пункты 5, 4, 3, 1); (пункты 23, 22, 19, 20); (пункты 17, 21, 18, 10); (пункты 12, 9, 11); (пункты 6, 8). Таким образом, в последнем факторе оказываются всего два пункта, тогда как минимальное количество переменных в каждом факторе должно быть не менее трех. Поэтому данные пункты были удалены, после чего пункт 12 получил значение общности 0,286, что меньше требуемых 0,4, в связи с чем он также был удален. Остальные пункты соответствуют необходимым требованиям.
Был вновь проведен эксплораторный факторный анализ, в результате выделились четыре фактора, охватывающие 18 пунктов. После этого проведен конфир-маторный факторный анализ, результаты которого показали, что факторные нагрузки для пунктов 1 и 21 были ниже 0,5 (по пункту 1: 0,49 и по пункту 21: 0,46). Поэтому вопросы 1 и 21 необходимо было удалить. В результате эксплораторного факторного анализа были выделены три фактора. Показатели имели факторные нагрузки выше 0,5 во всех случаях. Но индексы согласия конфирматорного факторного анализа оказались менее 0,9 (NFI = 0,84, CFI = 0,889, GFI = 0,897, AGFI = 0,862), поэтому соответствие модели было сочтено неудовлетворительным.
Версия 6. На новой выборке применена следующая версия опросника. В результате а Кронбаха = 0,842, KMO = 0,853, что удовлетворяет требованиям. Величина коэффициента Бартлетта = 1285,397 (p < 0,05), что также соответствует требованиям и означает возможность проведения факторного анализа. Однако значение общностей для пунктов 8 и 16 были меньше 0,4, поэтому они были удалены. После удаления вопросов 8 и 16 и повторного тестирования значение пункта 1 оказалось меньше 0,4, поэтому вопрос 1 стало необходимо удалить. После этого значения всех нагрузок по всем пунктам выше 0,4, что позволило провести эксплораторный факторный анализ. В результате выделилось четыре фактора (пункты 18, 22, 14, 19, 13, 17); (пункты 9, 11, 12, 10); (пункты 6, 20, 23, 15); (пункты 5, 3, 4). При проведении конфирматорного факторного анализа факторные нагрузки для пунктов 6, 10 и 12 оказались ниже 0,5. После их исключения вновь был проведен эксплоратор-ный факторный анализ. Пункты 13 и 14 вошли в отдельный фактор и были удалены, поскольку в каждом факторе должно быть не менее трех пунктов. В результате все показатели эксплораторного факторного анализа соответствовали статистическим требованиям: факторные нагрузки каждой латентной переменной для каждого пункта больше 0,5, что указывает на высокую репрезентативность содержания латентных переменных. Кроме того, средняя дисперсия AVE каждой латентной переменной близка к 0,4 или больше 0,4, что является приемлемым, и комбинированная надежность CR больше 0,7, что указывает на хорошую конвергентную валидность. Три фактора были сохранены, как показано в табл. 1.
Таблица 1. Результаты факторного анализа: матрица факторов
Пункты Фактор
1 2 3
19 0,761 -0,40 0,119
18 0,714 0,183 0,197
22 0,697 0,209 0,158
17 0,581 0,304 0,115
15 0,065 0,767 0,242
23 0,383 0,692 0,035
20 0,399 0,669 0,044
11 -0,030 0,654 0,388
5 0,115 0,077 0,847
3 0,169 0,264 0,713
4 0,235 0,144 0,698
Дисперсия, всего: 59,506 % 21,099 % 20,090 % 18,317 %
Примечание: Порядок пунктов приведен в соответствии с нагруженностью в факторе 1.
Между факторами существует значимая корреляция (p < 0,001), кроме того, все абсолютные значения коэффициентов корреляции меньше 0,5, а также все меньше квадратного корня из соответствующего AVE: латентные переменные в некоторой степени коррелируют друг с другом и в некоторой степени дифференцированы друг от друга, то есть данные шкалы идеально дискриминантны.
На следующем этапе применялся конфирматорный факторный анализ. Нами построена структурная модель субъект-объектных ориентаций (см. рис.).
Индексы согласия структурной модели (табл. 2) показывают приемлемый результат.
Из табл. 2 видно, что значение X2/df составляет 1,737 (меньше 3), что является идеальным соответствием; RMSEA составляет 0,058 (меньше 0,08), что является хорошим соответствием; RMR составляет 0,037 (меньше 0,05), что является идеальным соответствием; GFA составляет 0,944 (больше 0,9), что является хорошим соответствием; CFI составляет 0,951 (больше 0,9), что также является хорошим соответствием. В целом общая модель хорошо подходит для F1, F2 и F3.
При анализе конструктной валидности китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций согласно результатам корреляционного анализа (N = 587), итоговый показатель китайской версии Опросника значимо положительно коррелировал с общим показателем осмысленности жизни (r = 0,346, p < 0,01) и отрицательно коррелировал с шкалой депрессии PHQ-9 (r = -0,189, p < 0,01).
Надежность по согласованности пунктов (коэффициент а) для итогового показателя составил 0,828, F1 — 0,717, для F2 — 0,744, для F3 — 0,718. Ретестовая надежность для 11 пунктов имеет значение 0,778 (p < 0,01), временной интервал 2 месяца. Данные результаты указывают на хорошую надежность и стабильность шкалы во времени.
Рис. Структурная модель субъект-объектных ориента-
ций (китайская версия) Примечания: Б1, Б2, Б3 — факторы субъект-объектных ориентаций в окончательной китайской версии опросника; а3-а19 — пункты опросника в версиях из 23 пунктов; е1-е11 — пункты опросника в последней версии.
Таблица 2. Индексы согласия структурной модели
Индексы Значения
согласия
х2^ 1,737
ЯМБЕЛ 0,058
ЯМЯ 0,037
ОИ 0,944
СИ 0,951
Примечания: х2 — критерий согласия; df — степени свободы; ЯМБЕЛ — среднеквадратичная ошибка аппроксимации; ЯМЯ — среднеквадратичный остаток; ОИ — сравнительный индекс согласия; СИ — сравнительный индекс соответствия.
Обсуждение результатов
Процесс адаптации Опросника субъект-объектных ориентаций на китайском языке привел в конечном счете к положительному результату, хотя и после весьма длительной работы над шестью версиями, в которой были учтены особенности менталитета и поведенческого рисунка китайцев. Тщательное соблюдение всех психометрических требований позволило отобрать те пункты опросника, которые действительно характеризуют базовые жизненные ориентации китайцев (из 21 пункта в конечном счете осталось 11). Кроме того, в начальных версиях пункты хорошо дифференцировали респондентов, но совершенно не были связаны с общим показателем. Это связано с особенностями мышления — китайцы мыслят образами, запечатленными иероглифами, и каждый иероглиф многозначен. Отказ от выбора между альтернативными утверждениями и использование шкалирования привели к существенному улучшению структуры опросника. Здесь также проявились особенности менталитета китайцев: стремление избегать однозначных решений, прибегание к полутонам в жизни и в оценке ее явлений: россияне предпочитают экстремизм, а китайцы — золотую середину (Меркулов, 2022). В китайской культуре идея середины (нейтралитета) применяется ко всем аспектам жизни.
С помощью математико-статистического анализа были отобраны всего 11 пунктов, вошедших в три фактора:
1. Готовность бросить вызов трудностям (независимость жизни от обстоятельств; стремление решать как можно более сложные задачи; отсутствие страха перед жизненными трудностями; предпочтение частой смены занятий) — пункты 17 («Мне всегда нравится что-то менять в своей жизни»), 18 («Я склонен бросать вызов жизни»), 19 («Мое окружение редко влияет на мою жизнь»), 22 («Я никогда не боюсь возможных трудностей в жизни»).
2. Стремление к внутренней гармонии (значение понимания самого себя; духовная самореализация; нравственное самосовершенствование; гармония с собой) — пункты 11 («Я думаю, главное — поддерживать внутреннюю гармонию»), 15 («В жизни важно понять свой внутренний мир»), 20 («Для меня моральные принципы и самосовершенствование важнее реальных достижений»), 23 («Я больше склонен не к материальному, а к духовному обогащению»).
3. Ясность цели в жизни (понимание жизни как непрерывной жизненной линии; чувство хозяина жизни; предпочтение жизни настоящим) — пункты
3 («Я стремлюсь жить в соответствии с идеалами истины, добра, красоты»),
4 («Я думаю, что могу управлять своей жизнью»), 5 («Я считаю, что жизнь — это непрерывная линия»).
В Приложении на китайском языке приведен окончательный вариант китайской версии опросника.
При сравнении структуры субъект-объектных ориентаций, полученной на китайской выборке, со структурой, полученной на российской выборке, можно видеть, что, во-первых, и оригинальная версия опросника, и его китайская версия позволяют выявить обобщенный показатель базовых жизненных ориента-ций, что дает возможность проводить сравнительные межкультурные исследования. Факторная структура имеет специфику в китайской и российской выборках. В российской выборке из четырех факторов три характеризуют творческую
направленность личности, стремление преобразовывать внутренний и внешний мир (трансситуационные изменчивость, направленность освоения мира и подвижность) и только один — локус контроля происходящего в жизни. В китайской версии со шкалой локуса контроля имеет определенное сходство третий фактор «Ясность цели в жизни», однако это менее однозначный фактор, включающий элементы направленности освоения мира. Если сопоставить полученные результаты с имеющимися в литературе, то можно обратить внимание, что фактор 3 в определенной мере характеризует стремление китайцев чувствовать себя хозяевами своей судьбы, в отличие от «фатализма» россиян (Меркулов, 2022). Фактор 1 «Стремление бросить вызов трудностям» включает в себя элементы из всех факторов оригинальной версии с акцентом на взаимодействие с внешними обстоятельствами. Фактор 2 «Стремление к внутренней гармонии» также сборный, однако без элементов трансситуационной подвижности, что акцентирует обращенность к внутреннему миру. Все три фактора неоднозначны и свидетельствуют о стремлении китайцев к внутренней и внешней гармонии, а также об их целеустремленности и трудолюбии. На менталитет китайцев оказывают большое влияние религия, историческая память и устоявшиеся традиции (Романенко, Ященко, 2022). Полученные результаты свидетельствуют, что исследование психологии китайцев невозможно без учета в психодиагностическом инструментарии национального менталитета (Цзюй, Матвеев, 2022). Вместе с тем при учете специфики менталитета важно искать и общие точки соприкосновения народов (Просеков, 2020; Инцзянь, 2022). Наличие общих элементов структур базовых жизненных ориентаций позволяет это осуществить.
Заключение
Таким образом, адаптированная китайская версия Опросника субъект-объектных ориентаций состоит из 11 пунктов и трех факторов: F1 = Готовность бросить вызов трудностям; F2 = Стремление к внутренней гармонии; F3 = Ясность цели в жизни. Такая структура базовых жизненных ориентаций существенно отличается от структуры, присущей россиянам, и позволяет фиксировать как сходства, так и различия в психологии народов. Китайская версия опросника обладает высокими психометрическими свойствами и имеет высокую надежность и валидность для использования в китайской культуре. В перспективе необходимо продолжить изучение психометрических характеристик китайской версии опросника. Применение данной версии позволит проводить межкультурные исследования жизненных ориентаций и способствовать развитию научного и культурного обмена.
Литература
Бурлачук Л. Ф. Словарь-справочник по психодиагностке: для практических психологов и психотерапевтов. 3-е изд, перераб. и доп. СПб.: Питер, 2008. Даниленко О. И., Сюй И. Ценности китайских студентов: значимость и доступность // Вестник
Санкт-Петербургского университета. Психология и педагогика. 2018. Т. 8, № 1. С. 34-46. https://
doi.org/10.21638/11701/spbu16.2018.103
Инцзянь В. Влияние русской культуры на культуру Китая в контексте этнопсихологии // Педагогика искусства. 2022. № 3. С. 179-184.
Клайн П. Справочное руководство по конструированию тестов / пер. с англ. Киев: ПАН Лтд, 1994.
Коржова Е. Ю. Психологическое познание судьбы человека. СПб.: Изд-во РГПУ им. А. И. Герцена; Союз, 2002.
Коржова Е. Ю. Психология жизненных ориентаций человека. СПб.: Изд-во РХГА, 2006.
Коржова Е. Ю., Волкова Е. Н., Рудыхина О. В., Туманова Е. Н. Психология человека как субъекта жизнедеятельности и жизненного пути личности: основные итоги исследований // Известия Российского государственного педагогического университета им. А. И. Герцена. 2018. № 187. С. 40-50.
Коржова Е. Ю., Дун Я. Проявление отношения к жизни в рисунках китайских и российских студентов // Азимут научных исследований: педагогика и психология. 2020. Т. 9, № 2 (31). С. 339-342. https://doi.org/10.26140/anip-2020-0902-0082
Костромина С. Н., Гришина Н. В., Москвичева Н. Л., Зиновьева Е. В. Жизненные модели молодежи: изменения и традиции // Вестник Российского фонда фундаментальных исследований. Гуманитарные и общественные науки. 2021. № 1 (103). С. 79-98. http://dx.doi.org/10.22204/2587-8956-2021-103-01-79-98
Кряжева Е. В., Виноградская М. Ю. Анализ динамики жизненных ценностей и ценностных ориен-таций студентов вуза // Проблемы современного педагогического образования. 2020. № 68-3. С. 332-334.
Малышева О. Л. «Конфуцианский капитализм» и бизнес-культура Китая: социокультурная традиция и современные тенденции // Управление устойчивым развитием. 2018. № 4 (17). С. 75-82.
Меркулов К. К. Сравнение культурных архетипов народов России и Китая: обзор источников // Человек и культура Востока. Исследования и переводы. 2022. Т. 1, № 10. С. 65-93. https://doi. org/10.48647/IFES.2022.99.16.036
Никулина А. А. Теоретический анализ понятия «жизненные ориентации» в психологии // Обзор педагогических исследований. 2022. Т. 4, № 8. С. 221-226.
Просеков С. А. Китайский характер и национальная психология: образцы и метаморфозы // Гуманитарный вестник. 2020. № 1 (81). С. 7. URL: http://hmbul.ru/catalog/hum/phil/647.html (дата обращения: 30.04.2023).
Романенко А. А., Ященко П. Ф. Влияние конфуцианства на менталитет китайского народа // Язык, культура, ментальность: проблемы и перспективы филологических исследований: сборник IV Международной научной конференции / отв. ред. Н. И. Степыкин. Курск, Юго-Западный государственный университет, 2022. С. 231-236.
Фурманов И. А., Синьчунь Не. Внутренняя согласованность шкал китайского варианта опросника «Аффективные мотивационные ориентации в сексуальной жизни» // Журнал Белорусского государственного университета. Философия. Психология. 2022. № 2. С. 49-58.
Цзюй Ю., Матвеев М. О. Обзор истории китайской психологии // Вестник Московского университета. Сер. 14: Психология. 2022. № 2. С. 3-31. https://doi.org/10.11621/vsp.2022.02.01
Чжоу М., Мынбаева А. К. Психологическая диагностика и педагогические измерения: анализ подходов в Казахстане и Китае // Современные научные гипотезы и прогнозы: от теории к практике: сборник научных статей по итогам международной научно-практической конференции. СПб.: Изд-во СПбГЭУ, 2021. С. 78-80.
Шатене К. Психология ценностей / пер. с. фр. Харьков: Гуманитарный центр, 2021.
Chen Dan. Research on the prediction model of depression among college students: Dissertation Thesis. Hangzhou: Zhejiang University, 2011. ШЯ. (2011). Х^ШШШШ'ЩЩШШМ'Я. (Щ±), ffitt^, №
Chen Wei, Ge Ying, Hu Yuanyan, Zhang Jinsu. Applicability and generalizability of the Life Meaning Scale (revised version): An analysis based on CTT and multidimensional rasch // Chinese Journal of Clinical Psychology. 2015. Vol. 23 (4). P. 604-614. ШШ, ЩШ, ШШ, (2015). А^ЙХЙ^ (ШЯ
Ш) ШЖАЙГЙ: Sicttfl^ffirasch^. 23 (4), 604-614.
Deng Wengen, Dai Haiqi. A comparison of the applicability of different IRT models in the revised version of the Life Orientation Test // Journal of Jiangxi Normal University: Natural Science Edition. 2011. Vol. 35 (2). P. 216-220. ЦШШ, ШШ. (2011).
а. 35 (2), 216-220.
Hu L. T., Bentler P. M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria
versus new alternatives // Structural Equation Modeling. 1999. Vol. 6 (1). P. 1-55. Maio G. R. The psychology of human values. London: Routledge, 2017.
Roccas S., Sagiv L. (eds). Values and behavior: Taking a cross cultural perspective. Zurich: Springer, 2017.
Статья поступила в редакцию 1 мая 2023 г.; рекомендована в печать 24 августа 2023 г.
Контактная информация:
Коржова Елена Юрьевна — д-р психол. наук; [email protected] Цинь Пэнфэй — аспирант; [email protected]
Веселова Елена Константиновна — д-р психол. наук; [email protected] Дворецкая Марианна Ярославовна — д-р психол. наук; [email protected]
The structure of basic life orientations: Ethno-cultural aspect (using the example of the Chinese version of the Subject-Object Orientations Questionnaire)*
E. Yu. Korjovaа, P. Qin, E. K. Veselova, M. Ya. Dvoretskaya
Herzen State Pedagogical University of Russia,
48, nab. r. Moiki, St. Petersburg, 191186, Russian Federation
For citation: Korjova E. Yu., Qin P., Veselova E. K., Dvoretskaya M. Ya. The structure of basic life orientations: Ethno-cultural aspect (using the example of the Chinese version of the Subject-Object Orientations Questionnaire). Vestnik of Saint Petersburg University. Psychology, 2023, vol. 13, issue 4, pp. 493-508. https://doi.org/10.21638/spbu16.2023.404 (In Russian)
Basic life orientations characterize the general objective of personality and depend on culture, traditions and mentality. Adequate psychological techniques are essential for cross-cultural studies. The aim of this study was to adapt the Russian-language Questionnaire of Subject-Object Orientations in Chinese. The following tasks were solved: equivalent translation of the questionnaire into Chinese; analysis of the discriminativity of items and the questionnaire as a whole; identification of the Chinese version factor structure; determination of its validity and reliability. The questionnaire was adapted among 1,471 Chinese students of the University of Guizhou Province (China). The survey of respondents was carried out according to six Chinese versions, in different samples. The adapted Chinese version of the questionnaire consists of 11 items included in three factors: 1) the courage to challenge difficulties; 2) the desire for inner harmony; 3) clarity of purpose in life. This structure of basic life orientations differs significantly from the four-factor structure inherent in Russians (three factors characterizing different aspects of the creative personal orientation in life situations, and the transsituational locus of control). According to the results of psychometric analysis, the Chinese version of the questionnaire provides assessments of statements on a 5-point Likert scale, unlike the Russian version with an alternative choice of answers. The Chinese version of the questionnaire has high reliability and validity and can be used to study the life orientations of the Chinese. The use of this version will contribute to the development of scientific and cultural exchange between Russia and China.
Keywords: basic life orientations, Questionnaire of Subject-Object Orientations, Chinese version, psychometric justification, factor structure of life orientations, cultural conditioning.
* The research was supported by an internal grant of the Herzen State Pedagogical University of Russia (project no. 19VG). а Corresponding author.
References
Burlachuk, L. F. (2008). Dictionary-handbook of Psychodiagnostics. 3rd ed. St. Petersburg, Piter Publ. (In Russian)
Chen, Dan. (2011). Research on the prediction model of depression among college students. (Dissertation
Master). Hangzhou, Zhejiang University. (In Chinese) Chen, Wei, Ge, Ying, Hu, Yuanyan, Zhang, Jinsu. (2015). Applicability and generalizability of the Life Meaning Scale (revised version): An analysis based on CTT and multidimensional rasch. Chinese Journal of Clinical Psychology, 23 (4), 604-614. (In Chinese) Chzhou, M., Mynbaeva, A. K. (2021). Psychological diagnostics and pedagogical measurements: Analysis of approaches in Kazakhstan and China. Sovremennye nauchnye gipotezy i prognozy: ot teorii k praktike. sbornik nauchnykh statei po itogam mezhdunarodnoi nauchno-prakticheskoi konferentsii (pp. 78-80). St. Petersburg, Izdatel'stvo SPbGEU. (In Russian) Danilenko, O. I., Siui, I. (2018). The values of the Chinese students: The ratio of subjective significance-accessibility. Vestnik of St. Petersburg University. Psychology, 8 (1), 34-46. https://doi.org/10.21638/11701/ spbu16.2018.103 (In Russian) Deng, Wengen, Dai, Haiqi. (2011). A comparison of the applicability of different IRT models in the revised version of the Life Orientation Test. Journal of Jiangxi Normal University: Natural Science Edition, 35 (2), 216-220. (In Chinese) Furmanov, I. A., Syn'chun, Ne (2022). Internal consistency of the scales of the Chinese version of the questionnaire "Affective and motivational orientation related to erotic arousal". Journal of the Belarusian State University. Philosophy and Psychology, 2, 49-58. (In Russian) Hu, L. T., Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional
criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6 (1), 1-55. Intszian' V. (2022). The influence of Russian culture on Chinese culture in the context of Ethnopsychology.
Pedagogika iskusstva, 3, 179-184. (In Russian) Kline P. (1994). Reference Guide for Designing Tests. Kiev, PAN Ltd Publ. (In Russian) Korjova, E. Yu. (2002). Psychological knowledge of human destiny. St. Petersburg, Herzen University Press; Soiuz Publ. (In Russian)
Korjova, E. Yu. (2006). Psychology of human life orientations. St. Petersburg, Russian Christian Humanitarian
Academy Press. (In Russian) Korjova, E. Yu., Volkova, E. N., Rudykhina, O. V., Tumanova, E. N. (2018). The psychology of a person as a subject of life activity and personality life span: Main research results. Izvestia: Herzen University Journal of Humanities & Sciences, 187, 40-50. (In Russian) Korjova, E. Yu., Dun, Ia. (2020). Proiavlenie otnosheniia k zhizni v risunkakh kitaiskikh i rossiiskikh studentov. Azimuth of Scientific Research: Pedagogy and Psychology, 9, 2 (31), 339-342. https://doi. org/10.26140/anip-2020-0902-0082 (In Russian) Kostromina, S. N., Grishina, N. V, Moskvicheva, N. L., Zinov'eva, E. V. (2021). Youth life models: shifts and traditions. Bulletin of the Russian Science Foundation. Humanities and social sciences, 1 (103), 79-98. http://dx.doi.org/10.22204/2587-8956-2021-103-01-79-98 (In Russian) Kriazheva E. V., Vinogradskaia M. Yu. (2020). Analysis of the dynamics of life values and value orientations
of university students. Problems of modern pedagogical education, 68-3, 332-334 (In Russian) Maio G. R. (2017). The psychology of human values. London, Routledge.
Malysheva O. L. (2018). "Confucian capitalism" and business-culture of china: Socio-cultural tradition and
contemporary trends. Sustainable development management, 4 (17), 75-82. (In Russian) Merkulov, K. K. (2022). Comparison of cultural archetypes of the peoples of Russia and China: A survey of bibliographic source. Peoples and cultures of the Orient, 1, 10, 65-93. https://doi.org/10.48647/ IFES. 2022.99.16.036 (In Russian) Nikulina A. A. (2022). The concepts of determining life orientations in psychology. Review of pedagogical
research, 4 (8), 221-226 (In Russian) Prosekov, S. A. (2020). Chinese character and national psychology: Patterns and metamorphoses. Gu-manitarnyi vestnik, 1 (81), 7. Available at: http://hmbul.ru/catalog/hum/phil/647.html (accessed: 30.04.2023) (In Russian)
Roccas S., Sagiv L. (eds). (2017). Values and behavior: Taking a cross cultural perspective. Zurich, Springer.
Romanenko, A. A., Yashchenko P. F. (2022). The influence of Confucianism on the mentality of the Chinese people. In: N. I. Stepykin (ed.). Iazyk, kul'tura, mental'nost': problemy i perspektivy filologicheskikh issledovanii. Sbornik IVMezhdunarodnoi nauchnoi konferentsii (pp. 231-236). Kursk: Iugo-Zapadnyi gosudarstvennyi universitet. (In Russian) Shatene, K. (2021). Psychology of Values. Kharkiv, Gumanitarnyi tsentr Publ. (In Russian) Tsziuï, Iu., Matveev, M. O. (2022). History of Chinese Psychology: Overview. Moscow University Psychology Bulletin. Ser. 14. Psychology, 2, 3-31. https://doi.org/10.11621/vsp.2022.02.01 (In Russian)
Received: May 1, 2023 Accepted: August 24, 2023
Authors' information:
Elena Yu. Korjova — Dr. Sci. in Psychology, Professor; [email protected]
Qin Pengfei — Postgraduate Student; [email protected]
Elena K. Veselova — Dr. Sci. in Psychology, Professor; [email protected]
Marianna Ya. Dvoretskaya — Dr. Sci. in Psychology, Professor; [email protected]
Приложение
Китайская версия Опросника жизненных ориентаций
£ * п А а № а * п А а * Л ш № а п А а £ п А а
1. ШЖЖШШШШШЧШо 1 2 3 4 5
2. 1 2 3 4 5
3. 1 2 3 4 5
4. 1 2 3 4 5
5. 1 2 3 4 5
6. , 1 2 3 4 5
7. жа^й^жа^- 1 2 3 4 5
8. мжшттш^шмлхьттшшшшо 1 2 3 4 5
9. 1 2 3 4 5
10. ШЖШМШЖо 1 2 3 4 5
11. 1 2 3 4 5
12. жя^^шб^шй^ёшййо 1 2 3 4 5
13. шшш.т^шо 1 2 3 4 5
14. 1 2 3 4 5
15. 1 2 3 4 5
16. 1 2 3 4 5
17. 1 2 3 4 5
18. жшй^ам^й^йй^йо 1 2 3 4 5
19. тъшш^штчттто 1 2 3 4 5
20. мшшттттшшьтштшшшо 1 2 3 4 5
21. т^шш^ш&сжхтт) о 1 2 3 4 5
22. 1 2 3 4 5
23. ьшш.жа^й^йг&тш^ш»^ 1 2 3 4 5
Примечание: Жирным шрифтом отмечены пункты, вошедшие в окончательную версию.
Ключ:
Б1 — готовность бросить вызов трудностям (пункты 17-19, 22). Б2 — стремление к внутренней гармонии (пункты 11, 15, 20, 23). Б3 — ясность цели в жизни (пункты 3-5).
Описательные статистики китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций
Шкалы N Минимальное значение Максимальное значение Среднее значение Стандартное отклонение
F1 587 4 20 12,95 2,863
F2 587 4 20 15,46 2,397
F3 587 3 15 11,55 1,891
F4 587 11 55 39,94 5,690
