CC BY
328
2014
ВЕСТНИК САНКТ-ПЕТЕРБУРГСКОГО УНИВЕРСИТЕТА
Сер. 12
Вып. 1
АКТУАЛЬНЫЕ ПРОБЛЕМЫ СОВРЕМЕННОЙ ПСИХОЛОГИИ
УДК 159.9.075
А. Д. Наследов1, Т. В. Есикова2
СТРУКТУРНАЯ МОДЕЛЬ ВЛИЯНИЯ МОРАЛЬНОЙ НОРМАТИВНОСТИ И ПРАВОВОГО СОЗНАНИЯ НА ПРОИЗВОДСТВЕННУЮ ИНТЕРНАЛЬНОСТЬ МОЛОДЫХ СПЕЦИАЛИСТОВ*
1 Санкт-Петербургский государственный университет, Российская Федерация, 199034, Санкт-Петербург, Университетская наб., 7/9
2 Российский государственный гидрометеорологический университет, Российская Федерация, 195196, Санкт-Петербург, Малоохтинский пр., 98
В статье излагаются результаты применения метода структурного моделирования, точнее, моделирования структурными уравнениями (SEM), для эмпирической верификации концептуальной модели профессиональной мобильности молодых специалистов. Проверяемая модель предполагает систему направленных связей между такими ее компонентами, как моральная нормативность, правовое сознание и интернальность, с производственной интернальностью — как ключевой зависимой переменной. Применение SEM в целом подтверждает соответствие концептуальной модели эмпирическим данным и вносит в нее неочевидные коррективы. Особый интерес представляет выявленная при помощи SEM нелинейная (квадратичная) связь моральной нормативности с интернальностью и морально-правовым сознанием личности. Так, сочетание отрицательной линейной и положительной квадратичной связи моральной нормативности и морально-правового сознания проявляется в том, что высокий уровень морально-правового сознания наблюдается отчасти при высоких и преимущественно при низких значениях моральной нормативности, а при средних значениях моральной нормативности наблюдается наиболее низкий уровень морально-правового сознания. Вместе с тем, данный опыт применения SEM демонстрирует не только преимущества этого метода, но и его ограничения: «убедительно» эмпирически подтверждаемые каузальные связи модели не всегда однозначно свидетельствуют об их истинном направлении. Библиогр. 20 назв. Ил. 5. Табл. 2.
Ключевые слова: моделирование структурными уравнениями (SEM), априорная (концептуальная) модель, нелинейная (квадратичная) связь, направление каузальной связи, профессиональная мобильность, производственная интернальность, морально-правовое сознание, моральная нормативность.
STRUCTURAL MODEL OF THE EFFECT OF MORAL NORMATIVITY AND LEGAL CONSCIOUSNESS ON THE INDUSTRIAL INTERNALITY OF YOUNG PROFESSIONALS
A. D. Nasledov, T. V. Esikova
1 St. Petersburg State University, 7/9, Universitetskaya nab., St. Petersburg, 199034, Russian Federation
2 Russian State Hydrometeorological University, 98, Malookhtinskiy pr., 195196, St. Petersburg, Russian Federation
* Исследование выполнялось на средства НИР, из средств федерального бюджета по разделу в рамках государственного задания СПбГУ, руководитель — Наследов А. Д.
Работа выполнялась в рамках ФЦП по мероприятию 1.5 Соглашение № 14.В 37.21.0278, руководитель — Попова М. В.
The article presents the results of application of a method of structural modeling, namely structural equations modeling (SEM), for empirical verification of the conceptual model of professional mobility of young professionals. The tested model assumes a system of directed relationships between its components, such as moral normativity, legal consciousness and internality, with industrial internality — as the key dependent variable. The use of SEM, in general, confirms compliance of the conceptual model to empirical data and introduces in it unobvious amendments. The major concern is nonlinear (quadratic) relationship of moral normativity with internality moral and legal consciousness of the individual revealed by means of SEM. So, the combination of negative linear and positive quadratic relationship of moral normativity and moral and legal consciousness is shown in a high level of moral and legal consciousness that occurs partly at high and mainly at low values of moral normativity, while at the average values of moral normativity the lowest level of moral and legal consciousness is observed. At the same time, this experience of the application of SEM demonstrates not only the advantages of this method, but also its restrictions: «convincingly» empirically confirmed relationships of the model not always unambiguously testify their true direction. Refs 20. Figs 5. Tables 2.
Keywords: Structural equation modeling (SEM), aprioristic (conceptual) model, nonlinear (quadratic) relationships, direction of causal relation, professional mobility, industrial internality, moral and legal consciousness, moral normativity.
Введение
Структурное моделирование, или SEM (Structural equation modeling — Моделирование структурными уравнениями), как статистический метод анализа эмпирических данных основан на множестве хорошо известных методов, таких, как корреляция, множественная регрессия, факторный анализ, общие линейные модели (дисперсионный и ковариационный анализ). Однако, являясь комбинацией и развитием перечисленных методов, SEM по своим возможностям далеко выходит за их пределы. Принципиальное отличие SEM от традиционных методов заключается в том, что он в большей степени основан на дедуктивной логике («конфирматор-ной»), нежели на индуктивной («эксплораторной») [1, 2]. Сложившаяся методология SEM предполагает предварительное построение структурной модели направленных и ненаправленных связей между изучаемыми конструктами, с целью ее дальнейшей проверки на соответствие эмпирическим данным и коррекции. Программное обеспечение позволяет оценить степень соответствия модели исходным данным и параметры модели, такие, например, как регрессионные и корреляционные коэффициенты. Модель признается состоятельной (подтверждающей исходные гипотезы), если она по принятым критериям соответствует исходным данным, а параметры модели являются статистически достоверными [2, 3].
SEM находит широкое применение в зарубежной психологии: к 2003 г. количество ссылок на его применение в APA PsycInfo сравнялось с частотой упоминания наиболее популярного до той поры статистического метода ANOVA [4]. Только в период с 1997 до 2004 гг. число публикаций с использованием этого метода возросло почти в два раза [1]. Столь интенсивная экспансия SEM неизбежно вызывает критику и стимулирует продуктивные дискуссии, способствующие развитию методологии его применения. Так, специальный выпуск известного журнала Personality and Individual Differences [5] был посвящен оживленной дискуссии, начавшейся с довольно жесткой критики членом редколлегии журнала П. Барретом сложившейся практики применения SEM в психологии [6]. П. Баррет приводит целый ряд аргументов против чрезмерного увлечения SEM, в частности, подчеркивает его дедуктивную логику, исключающую исследовательский, индуктивный подход, традиционный для
прикладной статистики. На этом фоне опыт применения SEM в отечественной психологии выглядит весьма скромно, а подобные дискуссии — явно преждевременными. По-видимому, более актуальной является популяризация методологии SEM в исследовательской практике, способствующая развитию статистического дискурса нашей науки [7].
В данном исследовании в качестве исходной для SEM использовалась концептуальная модель профессиональной мобильности, разработанная Т. В. Есиковой, под руководством которой были собраны также и эмпирические данные для проверки модели.
По данным диссертационного исследования М. В. Кормильцевой, базовым компонентом профессиональной мобильности является интернальность личности, статистически достоверно связанная с социально-личностной компетенцией «быть способным к ответственности и демонстрировать ответственность» [8, с. 105]. Наиболее семантически близким к профессиональной мобильности конструктом является производственная интернальность, как внутренний субъективный локус контроля личности над производственными отношениями. Высокий показатель производственной интернальности свидетельствует о том, что человек считает свои действия важным фактором в организации производственной деятельности, складывающихся отношениях в коллективе, в своем продвижении. Низкий показатель указывает на то, что человек склонен придавать большее значение внешним обстоятельствам — руководству, коллегам по работе, удаче [9].
В упомянутом исследовании М. В. Кормильцевой выявлено статистически значимое влияние моральных норм на развитие интернальности молодых людей [8, с. 103]: «увеличение уровня выраженности локуса контроля обусловлено способностью и реализацией человеком контроля над деятельностью путем выполнения им принятых норм и правил» [8, с. 105]. Таким образом, моральная нормативность влияет на производственную интернальность, так как именно моральные нормы формируют ответственность за происходящее с человеком и осуществляются через чувство долга и самооценку поступков. Высокие морально-нравственные требования личности к самой себе повышают локус субъективного контроля, позволяющий молодому специалисту принимать ответственность за происходящее, реализовы-вать активную жизненную позицию и достигать успеха в разнообразных жизненных ситуациях.
В диссертации Д. С. Безносова выявлена связь интернальности и развития правового сознания: «Одним из немаловажных факторов развития правового сознания является чувство ответственности личности за свое поведение, его интернальность» [10, с. 6]. Правовое сознание выражает «индивидуальное отношение к праву человека, содержит представление о правомерном поведении» [11, с. 148]. Есть основания полагать, что высокий уровень правового сознания создает молодому специалисту предпосылку работать в рамках закона, регулировать правоотношения в профессиональной деятельности. Под правовым сознанием, в контексте исследования профессиональной мобильности, понимается отражение в индивидуальном сознании правовых установок, ценностных ориентаций, позитивного отношения к правовой действительности, оценочных отношений к праву и практике его применения, регулирующих поведение в юридически значимых ситуациях в профессиональной деятельности [12, 13].
Предшествующие исследования, имеющие отношение к профессиональной мобильности и интернальности молодого специалиста, позволяют выдвинуть концептуальную гипотезу, заключающуюся в том, что существует взаимосвязь между развитием правового сознания, основанного на моральной нормативности, и производственной интернальностью. Кроме того, можно предположить, что моральная нормативность взаимосвязана с интернальностью, так как знание моральных норм должно либо повышать интернальность, как субъективный локус контроля в значимых производственных ситуациях, либо ее снижать, в зависимости от содержания конкретных производственных ситуаций.
Таким образом, в соответствии с гипотетической концептуальной моделью, правовое сознание, основанное на моральной нормативности, влияет на производственную интернальность как одну из составляющих общей интернальности личности. Молодые специалисты, имеющие высокий уровень развития правового сознания, обладают и высокой интернальностью, несут ответственность за собственные поступки и действия, имеют высокий уровень субъективного контроля в области производственных отношений. И, наоборот, молодые люди с низким уровнем развития правового сознания не отвечают за содеянное, не стремятся выполнить в производственной деятельности свои обязанности максимально хорошо в соответствии с законом и уставом организации. Кроме того, можно предположить, что моральная нормативность влияет на интернальность, так как знание моральных норм должно либо повышать интернальность, как субъективный локус контроля в значимых производственных ситуациях, либо значительно ее снижать, в зависимости от содержания конкретных производственных ситуаций.
Метод
Выборка респондентов формировалась путем случайного отбора из генеральной совокупности молодых специалистов с высшим образованием в возрасте до 35 лет, работающих по специальности в Санкт-Петербурге. В течение 6 месяцев было обследовано 300 человек: 172 женщины и 128 мужчин.
Измерения производились в соответствии с концептуальной моделью. Знания и представления в области права (переменная ПС) выявлялись при помощи анкеты когнитивных составляющих правосознания личности (А. Б. Фирстов, А. И. Сорокина, Г. Р. Фаттахова) [14]. Анкета представляет собой перечень из 20 вопросов открытого типа об отношении респондента к исполнению государственных норм. Ответ на каждый вопрос оценивался экспертами по 5-балльной шкале с точки зрения принятия и позитивного отношения к нормам. Для уточнения ответов с каждым респондентом проводилась беседа. По сумме баллов каждому респонденту присваивалось значение переменной ПС от 1 до 3: до 60 баллов — 1, 60-80 баллов — 2, выше 80 баллов — 3.
Моральные представления (переменная МСК) измерялись при помощи методики Л. Колберга и Дж. Тапп, адаптированной сотрудниками ИП РАН А. Н. Славской, М. И. Воловиковой [15]. Испытуемым предлагалось ответить на открытые вопросы анкет, без учета знаний правоведения, где наиболее важным являлось отношение к правовой действительности. Уровень развития правового сознания (переменная Право) измерялся при помощи дилемм Л. Колберга [16]. Испытуемым в данном слу-
чае необходимо было сделать выбор между моральной и правовой нормой, в некоторых случаях моральная норма совпадала с правовой.
Интернальность изучалась при помощи методики «Уровень субъективного контроля», авторами которой являются Е. Ф. Бажин, Е. А. Голынкина, Л. М. Эткинд (модифицированный вариант опросника Дж. Роттера) [17], переменные Интерналь-ности: Производственная (Ип), Достижений (Ид), Неудач (Ин), Семьи (Ис), Межличностная (Им), Здоровья (Из).
Моральная нормативность, поведенческая регуляция и личностный адаптационный потенциал изучались с использованием методики А. Г. Маклакова, С. В. Чер-мянина «Адаптивность» [18]. В модель была включена шкала Моральная нормативность (переменная МН).
Операционализация гипотезы о влиянии моральной нормативности, правового сознания и интернальности на профессиональную мобильность заключалась в ее формулировке в терминах производимых измерений. Первая частная гипотеза заключается в том, что моральная нормативность (МН) положительно влияет на производственную интернальность (Ип). Чем выше моральная нормативность, тем выше производственная интернальность. И, наоборот, чем ниже моральная нормативность, тем ниже производственная интернальность. Вторая частная гипотеза содержит предположение о том, что общая интернальность (ИО), как латентный конструкт, проявляющийся в ее частных проявлениях, положительно влияет на производственную интернальность (Ип). Чем выше общая интернальность, как субъективный локус контроля в значимых ситуациях жизнедеятельности, тем выше и производственная интернальность молодого специалиста. Третья частная гипотеза заключается в том, что морально-правовое сознание личности (переменные ПС, МСК, Право) положительно влияет на производственную интернальность. Чем выше уровень морально-правового сознания, тем и более высок уровень ответственности, интернальности в области производственных отношений. При этом мы предполагаем, что ПС, МСК и Право взаимосвязаны и представляют собой индикаторы общего конструкта «Морально-правовое сознание» (МПС).
Изложенная совокупность гипотез представлена как априорная гипотетическая модель, подлежащая проверке на соответствие эмпирическим данным средствами SEM — моделирования структурными уравнениями (рис. 1). Переменная «Пол» добавлена для проверки предположения о влияния пола. Расшифровка сокращенных обозначений переменных модели представлена в табл. 1.
Анализ данных производился методом моделирования структурными уравнениями (SEM). Структурное моделирование начинается с формирования априорной (гипотетической) модели, соответствующей исходным гипотезам исследования. Затем эта модель проверяется на соответствие исходным данным при помощи компьютерной программы (в нашем случае — AMOS 20 [3, 19]). По результатам проверки в модель вносятся изменения, и процесс продолжается до получения наилучшего соответствия модели исходным данным [2, 3, 19].
Модель представляет собой блок-схему, которая преобразуется компьютерной программой в систему линейных уравнений (возможен и обратный путь). Основные элементы модели — переменные (явные, латентные, ошибки измерения) и связи между ними (направленные и ненаправленные). Явные переменные представлены
Хи-квадрат = 103,302; сК = 40; р = ,000; СР1 = ,941; АвР! = ,902; СР1 = ,917; ИМБЕА = ,073
Рис. 1. Априорная гипотетическая модель (расшифровка имен переменных — в табл. 1)
Таблица 1. Расшифровка сокращенных имен переменных моделей
№ Переменная Расшифровка
1 Пол 1 — мужской, 2 — женский
2 МН Моральная нормативность (А. Г. Маклаков), исходные значения
3 МН2 Моральная нормативность, квадраты исходных значений
4 Ид Интернальность достижений
5 Ис Интернальность в семейных отношениях
6 Им Интернальность в межличностных отношениях
7 Из Интернальность в отношении здоровья и болезни
8 Ин Интернальность неудач
9 ИО Общая интернальность (латентный фактор)
10 МСК Моральные представления (Л. Колберг, Дж. Тапп)
11 Право Уровень развития правового сознания (дилеммы Л. Колберга)
12 ПС Правовое сознание (А. Б. Фирстов, А. И. Сорокина, Г. Р. Фаттахова)
13 МПС Морально-правовое сознание (латентный фактор)
14 Ип Интернальность в области производственных отношений
15 е1, ..., е21 Ошибки эндогенных (зависимых) переменных
на блок-схеме прямоугольниками, им соответствуют переменные из файла исходных данных. Латентные переменные и ошибки представлены в округлых контурах. Латентные переменные (факторы), в нашем случае — ИО и МПС, выявляются через их влияние на соответствующие явные переменные, как их индикаторы. Ошибки явных и латентных зависимых (эндогенных) переменных отражают сторонние влияния на эти переменные, не учтенные в модели (ошибки их измерения, влияние внешних по отношению к модели причин), обычно они обозначаются буквой «е» с индексом.
На рис. 1 приведена априорная гипотетическая модель. Она включает две латентных переменных. Латентная переменная ИО соответствует «Общей интерналь-ности», которая проявляется в явных переменных, как ее индикаторах — частных показателях интернальности (Ид, Ис, Ин, Им, Из). Латентная переменная МПС выражает морально-правовое сознание личности и проявляется в явных переменных — индикаторах: ПС, МСК, Право. Направленные связи между латентными конструктами МПС, ИО и явными переменными МН, Ип отражают исходные гипотезы исследования.
Основным требованием применимости наиболее робастного метода Максимального правдоподобия (ML — Maximum likelihood) для оценки параметров модели является многомерная нормальность исходных данных [2, 3]. C. R. для многомерного эксцесса явных переменных модели составил 5,856, что незначительно превышает рекомендованное П. Бентлером значение 5 [2, 3]. Проверка достаточности объема выборки также дала положительный результат: соотношение объема выборки (N = 300) и числа оцениваемых параметров (Т = 31) равно 9,68, что значительно превышает недопустимо малое значение, равное 5 [2].
В процессе проверки соответствия модели исходным данным производится оценка основных параметров модели (регрессионных коэффициентов, корреляций, ковариаций) и вычисление модельной ковариационной матрицы, которая сравнивается с эмпирической ковариационной матрицей. Это итерационная процедура, которая заканчивается при достижении минимально возможного расхождения теоретической (модельной) и эмпирической матриц. Для оценки величины этого расхождения вычисляется большое количество индексов согласия. Если индексы согласия демонстрируют состоятельность модели, то она может интерпретироваться с учетом оцененных статистически достоверных регрессионных коэффициентов, корреляций и дисперсий латентных переменных. Мы применяли следующие индексы согласия и их допустимые значения для признания модели соответствующей данным: Хи-квадрат/df < 2; p > 0,05; GFI > 0,95; AGFI > 0,9; CFI > 0,95; RMSEA < 0,05 [2, 3].
Индексы согласия модели исходным данным, приведенные на рис. 1 под блок-схемой модели, свидетельствуют о плохом соответствии модели исходным данным, что требует ее модификации. Но уже эта попытка построения модели выявила следующее. Все регрессионные коэффициенты, дисперсии ошибок и латентных переменных для измерительных моделей МПС и ИО статистически достоверны, что свидетельствует об их состоятельности: действительно, эти латентные конструкты достаточно надежно выявляются при помощи соответствующих им индикаторов (явных переменных).
Пошаговая модификация априорной модели производилась сначала путем удаления статистически не достоверных связей, а затем — путем добавления новых свя-
зей с опорой на индексы модификации (M. I.) [2, 3]. В ходе модификации модели слабые и статистически не достоверные связи проверялись на нелинейность. Так, было выявлено, что связи МН с МПС и ИО лучше описываются не линейными, а квадратичными регрессионными уравнениями. В связи с этим в модель была введена еще одна переменная МН2, представляющая собой квадраты значений переменной МН. Для устранения чрезмерной коррелированности переменных МН и МН2 переменная МН была стандартизована путем z-преобразования, а МН2 вычислялась как квадраты стандартизованных значений МН.
Отметим, что в случае линейной модели для оценки параметров модели применялся метод максимального правдоподобия (ML), требующий многомерной нормальности распределения переменных (это условие, как отмечалось выше, было проверено). Однако, при введении переменной МН2 значение многомерного эксцесса увеличилось до 24,119 (C. R. = 11,395), что свидетельствует о недопустимом для этого метода отклонении многомерного распределения переменных от нормального. Решением проблемы было применение для оценки параметров метода Приблизительно свободного от распределения (ADF — Asymptotically distribution-free), вполне пригодного в таких случаях [2, 3].
Результаты
На рис. 2, 3 приведены окончательные результаты модификации исходной модели. Индексы согласия демонстрируют высокий уровень соответствия обеих моделей исходным данным. Дисперсии всех латентных переменных статистически достоверно отличаются от нуля. Все регрессионные коэффициенты и корреляции статистически достоверны. Модели интерпретируются по стандартизированным регрессионным весам (числа у стрелок), отражающим знак и силу прямого эффекта влияния одной переменной на другую, и по квадратам множественной корреляции (R2, числа рядом с контурами переменных), имеющим смысл долей дисперсии зависимых переменных, которые объясняются влиянием соответствующих независимых переменных.
Обе итоговые модели по индексам согласия приблизительно одинаково хорошо соответствуют исходным данным. Отличаются они тем, что во второй модели учитывается нелинейный (квадратичный) характер влияния независимой переменной МН путем введения еще одной переменной МН2, значения которой являются квадратами значений исходной переменной МН. Но если линейная модель объясняет по 2% дисперсии зависимых переменных ИО (R21 = 0,017) и МПС (R22 = 0,021), то учет нелинейности влияния МН увеличивает долю объясняемой дисперсии этих независимых переменных более, чем в 2 раза (R21 = 0,051; R22 = 0,056). Поэтому в качестве наиболее оптимального решения была выбрана модель с учетом квадратичных связей (рис. 3).
Модель подтверждает наличие двух латентных переменных (факторов) ИО (Общая интернальность) и МПС (Морально-правовое сознание личности), которые выявлены и интерпретируются по соответствующим им индикаторам — явным переменным.
Отметим, что слабое влияние пола обнаружено на переменные Ид и МН (МН2), что в целом подтверждает гипотезу о том, что пол не оказывает существенного влияния на основные переменные исследования.
Хи-квадрат = 41,725; сК = 38; р = ,312; вР1 = ,976; АСР1 = ,958; СР1 = ,995; (ШБЕА = ,018
Рис. 2. Итоговая линейная апостериорная модель взаимовлияния переменных (расшифровка имен переменных — в табл. 1)
ИО
,20
-,21
06
86
74
Хи-квадрат = 49,779; сК = 45; р = ,289; вР1 = ,994; АСР1 = ,990; СР1 = ,991; ИМБЕА = ,019
Рис. 3. Итоговая квадратичная апостериорная модель взаимовлияния переменных (расшифровка имен переменных — в табл. 1)
Влияние переменной МН на ИО и МПС с учетом нелинейности является статистически достоверным и объясняет, как отмечалось, более 5% дисперсии каждого из этих факторов. В связи с квадратичными связями МН с факторами ИО и МПС, их интерпретация требует отдельного рассмотрения. Положительный знак стандартизированного коэффициента регрессии МН^ИО означает, что, чем выше МН, тем выше ИО. Отрицательный знак коэффициента регрессии МН2^ИО значит, что существует оптимум МН, при котором ИО максимальна; значения МН ниже или выше этого оптимума влекут снижение ИО, то есть связь МН и ИО является инвертированной и-образной. Характер этой связи представлен на рис. 4.
ИО
5,00 -
4,00 -
3,00 -
2,00 -
1,00 -
,00 -
-1,00
° о о О 0 о о 0 о о 1 § § 8 § 1 о ^ В О 8 ° | 0 о ° о я о I ° .8 0 _-
_§_ Г[Тч„ 11 0 х | 8 ® 8 о \ 8 о о @ * о 5 о о о о 1 1 1
--^л 8 а " Л 1 § о ° о 8 *
МН
О Наблюдения — Линейная регрессия Квадратичная регрессия
10
Рис. 4. Линии положительной линейной и отрицательной квадратичной регрессий для связи переменных МН (независимая) и ИО (зависимая)
Напротив, для связи с МПС получены коэффициенты от МН и МН2 противоположных знаков. Отрицательный коэффициент МН^МПС означает, что, чем выше МН, тем ниже МПС. Положительный коэффициент МН2^МПС значит, что максимальные значения МПС достигаются при минимальных или максимальных значениях МН, и МПС стремится к минимуму при средних значениях МН. Характер связи МН и МПС изображен на рис. 5.
Дополнительно при интерпретации учитывались общие и косвенные эффекты влияния переменных, приведенные в табл. 2. При интерпретации модели следует принимать во внимание не только наличие связей (соответствующих стрелок), но и их отсутствие: если пара переменных не связана стрелками, это означает, что прямая связь между этими переменными зафиксирована как равная нулю.
Рис. 5. Линии отрицательной линейной и положительной квадратичной регрессий для связи переменных МН (независимая) и МПС (зависимая)
Таблица 2. Стандартизованные общие эффекты (прямые и косвенные) влияния независимых переменных (столбцы) на зависимые переменные (строки)
Переменные Пол МН2 МН F2 ПС F1
Б2 ,000 ,180 -,214 ,000 ,000 ,000
ПС ,000 ,141 -,168 ,785 ,000 ,000
Б1 ,000 -,205 ,173 ,000 ,000 ,000
МСК ,000 ,164 -,194 ,910 ,000 ,000
Право ,000 ,155 -,184 ,863 ,000 ,000
Ип ,000 -,025 ,010 ,189 ,240 ,288
Из ,000 -,126 ,107 ,000 ,000 ,616
Им ,000 -,137 ,116 ,000 ,000 ,668
Ис ,000 -,072 ,061 ,000 ,000 ,354
Ин ,000 -,134 ,114 ,000 ,000 ,656
Ид ,096 -,136 -,049 ,000 ,000 ,663
Обсуждение результатов
Статистически достоверное отличие дисперсий латентных переменных ИО и МСК от нуля подтверждают состоятельность соответствующих им гипотетических конструктов. Этот факт особенно важен в отношении фактора МПС, так как он подтверждает существование латентного гипотетического конструкта «Морально-правовое сознание», достаточно надежно измеряемого при помощи его индикаторов — явных переменных (МСК, Право, ПС). Убедительность этому результату придает и то, что указанные явные переменные измерены при помощи разных методик, общим в которых является измерение правового аспекта морального сознания. О дискриминативной валидности этого конструкта свидетельствует отсутствие его связи с ИО и относительно слабая его связь с моральной нормативностью (МН, по А. Г. Маклакову), переменной, которая отражает иной конструкт — нравственный аспект морального сознания.
Пол хоть и оказывает статистически достоверное влияние на изучаемые конструкты, но эффект этого влияния весьма невелик: доли дисперсии МН и Ид, обусловленные полом, не превышают 2%, а в отношении остальных переменных доля дисперсии, обусловленная влиянием пола, не превышает 1%.
В целом итоговая структурная модель эмпирически подтверждает предложенную концептуальную модель, но вносит в нее заметные уточнения. Действительно, дисперсия Ип более чем на 13% детерминирована остальными конструктами как независимыми переменными (И2 = 0,135). ИО оказывает на Ип наиболее существенное, положительное влияние, что не удивительно. Однако влияние МН на остальные конструкты оказалось не столь однозначным.
Неожиданным оказалось влияние МН на остальные конструкты и ключевую зависимую переменную — Производственную интернальность (Ип). Сочетание положительного линейного и отрицательного квадратичного эффекта МН на ИО означает, что в целом, чем выше моральная нормативность (МН), тем выше интернальность. Но более высокая интернальность наблюдается при средних значениях МН, а при низких и высоких ее значениях интернальность ниже (см. рис. 4). ИО выступает основным медиатором косвенного влияния МН на Ип. Характер опосредованного (косвенного) влияния МН на Ип тот же, что и на ИО: положительный линейный эффект сочетается с отрицательным квадратичным эффектом (см. табл. 2, строка Ип).
Влияние МН на морально-правовое сознание (МПС) имеет противоположный характер: отрицательный линейный эффект сочетается с положительным квадратичным эффектом. Это означает, что в целом, что чем выше МН, тем ниже уровень МПС (!). А положительный квадратичный эффект свидетельствует о том, что более высокий уровень МПС наблюдается либо при высоких, либо при низких значениях МН, а при средних ее значениях МПС ниже. Такой парадоксальный характер связи с трудом поддается интерпретации и может быть объяснен взаимной компенсацией этих двух регуляторов поведения. Об этом свидетельствует то, что МПС достигает наибольших величин при низких значения МН и минимальных — при средних значения МН. Высокие значения МН также сочетаются с МПС выше среднего, но возрастание не столь выражено, чем при низкой МН (см. рис. 5). Драматизм этих эффектов сглаживает тот факт, что они не являются доминирующими и детерминируют менее 6% дисперсии МПС (И2 = 0,056).
Парадоксальный эффект влияния МН на МПС не распространяется на Ип: МПС, в отличие от ИО, не выступает в качестве медиатора влияния МН на Ип, так как эффекты влияния МН на Ип по знаку совпадают с эффектами МН на ИО, но не на МПС (см. табл. 1). МПС оказывает заметный положительный эффект на Ип, но не прямой, а косвенный, медиатором которого выступает ПС, влияющее на Ип положительно.
Несмотря на убедительность эмпирической верификации исходной гипотетической модели, результаты не вызывают сомнений только при одном условии: если заданные моделью направления причинно-следственных связей между конструктами соответствуют действительности. Как отмечал П. Бентлер, SEM предоставляет уникальную возможность на основе корреляционных данных делать выводы о том, какие направления каузальных связей более, а какие менее правдоподобны [1]. Но — при определенных условиях, а именно — при наличии в модели достаточного количества однозначно экзогенных (независимых) переменных, таких, как пол, возраст, средовые воздействия и пр. В этом случае резко снижается количество правдоподобных альтернатив направлений каузальных связей и возникает возможность сравнения небольшого числа (2-3) соответствующих им моделей. Если одна из альтернативных моделей лучше согласуется с данными, чем другие, то соответствующая ей система причинно-следственных связей признается более правдоподобной. Такая возможность была продемонстрирована в одном из наших исследований [20]. Эмпирические данные обсуждаемого исследования, в силу малого количества однозначно экзогенных (независимых) переменных, допускают построение целого множества правдоподобных альтернативных моделей, отличающихся направлением связей, которые одинаково хорошо согласуются с эмпирическими данными.
Заключение
Применение метода моделирования структурными уравнениями позволило эмпирически подтвердить концептуальную модель, в соответствии с которой существенными факторами субъективного контроля в области производственных отношений молодых специалистов, помимо общей интернальности, являются моральная нормативность и морально-правовое сознание. Эмпирическая структурная модель подтверждает также относительную автономность трех основных гипотетических конструктов: интернальности и двух аспектов морального сознания — нравственного и правового.
Неожиданной оказалась неоднозначность влияния моральной нормативности. Мы предполагали, что более высокий уровень моральной нормативности будет способствовать повышению как общей, так и производственной интернальности личности. Исследование же показало, что более высокие и более низкие значения моральной нормативности снижают интернальность. Следовательно, повышает ин-тернальность оптимальный, средний уровень моральной нормативности.
Еще более драматичным оказался нелинейный эффект моральной нормативности в отношении морально-правового сознания, самые высокие значения которого сочетаются с низкой моральной нормативностью, средние — с высокой моральной нормативностью и самые низкие — со средней моральной нормативностью. Такой
характер связи позволяет предположить их взаимную компенсацию в регуляции поведения личности.
Эмпирическая верификация тех направлений каузальных связей, которые представлены в результирующей модели, требует дополнительных исследований с включением большего числа однозначно экзогенных переменных социально-демографического и средового характера.
Литература
1. Bentler P. M. Can Scientifically Useful Hypotheses Be Tested With Correlations? // American Psychologist. 2007. Vol. 62, N 8. P. 769-782.
2. Kline R. B. Principles and practice of structural equation modeling. 3nd ed. New York: The Guilford Press, 2011. 432 p.
3. Byrne B. M. Structural Equation Modeling With AMOS: Basic Concepts, Applications, and Programming. 2nd ed. Multivariate applications series. New York: Taylor & Francis Group, 2010. 396 p.
4. Nachtigall C., Kroehne U., Funke F., Steyer R. (Why) Should We Use SEM? Pros and Cons of Structural Equation Modeling // Methods of Psychological Research Online 2003. Vol. 8, N 2. P. 1-22.
5. Vernon T., Eysenck S. Introduction // Personality and Individual Differences, 2007. N 42 (5). Р. 813.
6. Barrett P. Structural equation modelling: adjudging model fit // Personality and Individual Differences. 2007. N 42 (5). P. 815-824.
7. Морозова С. В., Наследов А. Д. Проблема применения математических методов в психологических исследованиях: институализация статистического дискурса // Вестн. С-Петерб. ун-та. 2010. Сер. 12. Вып. 4. С. 180-185.
8. Кормильцева М. В. Социально-личностные компетенции студентов как фактор развития их профессиональной мобильности: дис. ... канд. психол. наук. Екатеринбург, 2009. 191 с.
9. Муздыбаев К. Психология ответственности / под ред. В. Е. Семенова. Изд. 2-е, доп. М.: URSS: Либроком, 2010. 238 с.
10. Безносов Д. С. Отношение к праву как проявление правового сознания курсантов вузов МВД РФ: автореф. дис. ... канд. психол. наук. СПб., 2004. 22 с.
11. Фирсова Т. А. Психолого-педагогические факторы развития правового сознания подростков: дис. . канд. психол. наук. Самара, 2002. 250 с.
12. Васильев В. Л. Юридическая психология. СПб.: Питер, 2002. 656 с.
13. Есикова Т. В. Развитие правосознания молодых специалистов Российской Федерации // Юридическая мысль. 2012. № 5 (73). С. 32-38.
14. Сорокина А. И., Попова М. В., Есикова Т. В. Компоненты профессиональной мобильности молодых специалистов РФ и стран Скандинавии // Научное мнение. 2012. № 11. 102-106.
15. Кузнецова О. В. Об особенностях формирования правового сознания студентов технического университета // Известия Российского государственного педагогического университета им. А. И. Герцена. 2008. № 63 (2). С. 119-122.
16. Диагностика эмоционально-нравственного развития / ред. и сост. И. Б. Дерманова. СПб.: Речь, 2002. С. 103-112.
17. Реан А. А. Практическая психодиагностика личности: учеб. пособ. СПб.: Изд-во С.-Петерб. ун-та, 2001. 224 с.
18. Маклаков А. Г., Чермянин С. В. Психологическое прогнозирование в экстремальных условиях деятельности // Вестн. С-Петерб. ун-та. 2009. Сер. 12. Вып. 4. С. 142-148.
19. Наследов А. Д. IBM SPSS 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. СПб.: Питер, 2013. 416 с.
20. Наследов А. Д. Структурное моделирование каузальных гипотез: исследование педагогических стереотипов оценивания младших школьников // Вестн. С-Петерб. ун-та. 2011. Сер. 12. Вып. 1. С. 305-313.
Статья поступила в редакцию 25 октября 2013 г.
Контактная информация
Наследов Андрей Дмитриевич — кандидат психологических наук, доцент; andrey.nasledov@gmail.com
Есикова Татьяна Владиславовна — кандидат педагогических наук, доцент; tatjana.esikowa@yandex.ru
Nasledov Andrey D. — Candidate of Psychology, Associate Professor; andrey.nasledov@gmail.com Esikova Tatiana V. — Candidate of Pedagogy, Associate Professor; tatjana.esikowa@yandex.ru
