CC BY
74«УДОВЛЕТВОРЕННОСТЬ ЖИЗНЬЮ» И «ЛИЧНОЕ СЧАСТЬЕ» В СОЦИОЛОГИЧЕСКОМ ИЗМЕРЕНИИ СУБЪЕКТИВНОГО БЛАГОПОЛУЧИЯ
Татарова Г. Г.,
доктор социологических наук, профессор, главный научный сотрудник, Институт социологии ФНИСЦ РАН, Москва, Россия. E-mail: tatarova-gg@rambler.ru
Кученкова А. В.,
кандидат социологических наук, доцент, старший научный сотрудник, Институт социологии ФНИСЦ РАН, Москва, Россия.
E-mail: a.v.kuchenkova@gmail.com
Аннотация. Статья посвящена актуализации методических проблем использования показателей «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье». В социологических исследованиях они играют (либо по отдельности, либо в составе индексов) роль обобщенного (общего, интегрального) показателя субъективного благополучия в отличие от частных. Рассматриваются особенности взаимосвязи этих показателей на страновом, групповом (основания для выделения — этапы жизненного цикла) и индивидуальном уровнях. Обосновывается целесообразность для социологических измерений введения двумерного пространства, выделяя в нем сегменты, на которых наблюдается вполне определенный характер взаимосвязи между ними. По сравнению с другими существующими индексами, опирающимися: на разницу ответов на прямые вопросы об «удовлетворенности жизнью» и «личном счастье», на вычисление среднего арифметического, предлагаемая модель представляет собой «логический» индекс. Преимущества этого конструкта
в массовых опросах: процедурная прозрачность, что облегчает обнаружение атипичных ситуаций; приоритет качества над количеством при выделении качественно однородных (по обобщенному показателю) групп; избегание искусственности конструкта; уход от «суммирования». В качестве эмпирической базы использованы данные «Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ ^1_МБ НБЕ)» 2017 г., Европейского социального исследования 2016 г.
Ключевые слова: субъективное благополучие; обобщенный показатель субъективного благополучия; удовлетворенность жизнью; личное счастье; осмысленное личное счастье; логический индекс; качественная однородность; этап жизненного цикла.
"LIFE SATISFACTION" AND "PERSONAL HAPPINESS" IN THE SOCIOLOGICAL STUDIES OF SUBJECTIVE WELL-BEING
Tatarova Galina G.,
Doctor of Sociology, Professor, Main Researcher,
Institute of Sociology of FCTAS RAS, Moscow, Russia.
E-mail: tatarova-gg@rambler.ru
Kuchenkova Anna V.,
Candidate of Sociology, Associate Professor, Seniour Researcher, Institute of Sociology of FCTAS RAS, Moscow, Russia.
E-mail: a.v.kuchenkova@gmail.com
Abstract. The article is devoted to the actualization of methodological issues of using the indicators "life satisfaction" and "personal happiness". In sociological studies they play (either
individually or as part of indices) the role of a generalized (general, integral) indicator of subjective well-being, in contrast to particular ones. The features of the relationship of these indicators are considered at the country, group (the basis for the selection — lifecycle stages) and individual levels. The article justifies the expediency (for sociological measurements) of the introducing of a two-dimensional space, highlighting segments in it, on which a very definite character of the relationship between life satisfaction and happiness is observed. Compared with other existing indices based on the difference in answers to direct questions about "life satisfaction" and "personal happiness" or the arithmetic mean, the proposed model is a "logical" index. The advantages of this construct in mass surveys are: procedural transparency, which facilitates the detection of atypical situations; the priority of quality over quantity when highlighting qualitatively homogeneous groups (according to a generalized indicator); avoiding the artificiality of the construct; avoiding "summation". The empirical base is the data of the Russian Longitudinal Monitoring Survey (RLMS-HSE) (2017) and European Social Survey (2016).
Keywords: subjective well-being; general indicator of subjective well-being; life satisfaction; personal happiness; meaningful personal happiness; logical index; quality homogeneity; lifecycle stage.
Постановка исследовательской задачи
В современных реалиях накоплен значительный опыт проведения эмпирических исследований по проблематике изучения феноменов, обозначаемых посредством понятий социальное самочувствие личности, субъективное благополучие, субъективное восприятие качества жизни, личное социальное благополучие. Когнитивная сложность задач изучения этих феноменов в массовых социологических опросах (в статье рассматривается именно эта ситуация) не позволяет введение универсальных дефиниций этих понятий и в этом вряд ли
есть необходимость, хотя ряд исследователей сетуют на их отсутствие. Неслучайно эти понятия зачастую используются как метафоры для обозначения элементов индивидуального сознания на уровне повседневной системы жизнедеятельности людей, интуитивно понимаемых как оценочно-эмоциональные реакции человека, эмоционально-рациональные восприятия «я-социальное», степень комфортности социальной жизни, достаточности социальных благ, а также как результат реализации жизненной стратегии.
Эмпирическая интерпретация перечисленных выше понятий приводит к различным, но частично пересекающимся совокупностям показателей, среди которых заглавную роль играют удовлетворенность жизнью, личное счастье. Для их измерения используются разнообразные методики, тестирование которых показывает, что предпочтительные для массовых опросов (из-за краткости и компактности) шкалы, состоящие из одного пункта (прямые вопросы об удовлетворенности жизнью или о счастье в целом) являются вполне надежным и валидным инструментом измерения [Осин, Леонтьев, 2020: 136]. Отечественный опыт использования этих переменных накоплен в основном в исследованиях социального самочувствия, социального благополучия.
Базовым для целей нашего исследования является «субъективное благополучие». Предложенные в статье материалы представляют собой результаты реализации очередного этапа поискового исследования, посвященного разработке методического обеспечения процедуры типологического анализа населения по характеру субъективного благополучия. Прагматическую цель этого поиска можно обозначить как социологическое сопровождение процессов принятия управленческих решений на разных уровнях (социальная общность, организация, регион и др.).
На предыдущих этапах поискового исследования, во-первых, был проведен анализ различных показателей субъективного благополучия на роль типообразующих признаков в процессе реконструкции социальных типов как латентных многомерных образований [Татарова, Кученкова, 2016]. Во-вторых, было обосновано, что базовая детерминанта субъективного
благополучия — «этап жизненного цикла» [Кученкова, Татарова, 2016; Кученкова, Татарова, 2019]. На разных этапах жизненного цикла наблюдался различный характер взаимосвязи обобщенного показателя субъективного благополучия (сформированного в виде индекса на основе переменных «удовлетворенностью жизнью» и «личное счастье») с частными.
Процесс анализа существующего опыта изучения субъективного благополучия, а также собственные результаты на основе вторичной концептуализации первичных данных опроса россиян в рамках двух крупномасштабных проектов привели к выводу о необходимости актуализации методических проблем анализа взаимосвязи переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье». Особое внимание в данной статье уделяется исследовательским практикам, различающимся спецификой использования в роли обобщенного (общего, интегрального) показателя субъективного благополучия различных конструктов-индексов. Рассматриваются три модели их формирования. Первые две относятся к индексам, основанным на арифметических операциях: разнице ответов на прямые вопросы об «удовлетворенности жизнью» и «личном счастье» (индекс, предложенный Р. Инглхартом [1^1еЬаг1, 1997]) и вычислении среднего арифметического [Монусова, 2012; Камалов, Понарин, 2020].
Третья модель, предложенная авторами статьи, представляет собой «логический» индекс, сформированный на основе тех же двух переменных. Преимущества этой модели, прежде всего, в процедурной прозрачности, что облегчает исследователю оценку степени согласованности/несогласованности ответов и выявление причин своего рода «противоречивости» (высокий уровень удовлетворенности жизнью в сочетании с низким уровнем счастья; низкий уровень удовлетворенностью жизнью в сочетании с высоким уровнем счастья). Кроме этого, важны приоритет качества над количеством при выделении небольшого числа качественно однородных (по обобщенному показателю) групп и, соответственно, уход от иллюзии «количество лучше качества»; дистанцирование от искусственности конструкта; преодоление опасностей «суммирования».
Эмпирическая база исследования состоит из двух частей. Первая — это первичные данные по той части опрошенных, у кого есть работа, «Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS HSE)»1 (26-я волна, 2017 г., 5261 чел.). Вторая — первичные данные российской выборки также по работающим Европейского социального исследования2 (European Social Survey (ESS) 8-я волна, 2016-2017 гг., 1393 чел.).
«Удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» в структуре показателей субъективного благополучия
Накопленный опыт проведения эмпирических исследований иллюстрирует использование различающихся представлений о субъективном благополучии [Diener, 1984; Diener et al., 1999; Angner, 2010]. В одних из них на первый план выходили эмоции, настроение или только когнитивная компонента (рациональная оценка жизни), в других подчеркивается необходимость сочетания, «переплетения» этих составляющих. Причем, даже если в качестве ключевого используется вполне определенный показатель, то его эмпирическая интерпретация может происходить по-разному. Если таковым выступает счастье, то одни исследователи рассматривают его как «максимально позитивное переживание или высшее благо», более широкое понятие, чем субъективное благополучие [Леонтьев, 2020]. Другие определяют счастье как субъективную оценку качества жизни в целом, стоящее в одном синонимичном ряду
1 Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS-HSE), проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Де-москоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел-Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра Российской академии наук (сайты обследования RLMS-HSE: URL: http://www.cpc.unc.edu/ projects/rlms и http://www.hse.ru/rlms) (дата обращения: 10.05.2020).
2 Данные Российского социального исследования по программе ESS (Европейского социального исследования). Исследование проведено ЦЕССИ (Институт сравнительных социальных исследований). Методология исследования описана в технической документации проекта на сайте www. ess-ru.ru и www.europeansocialsurvey.org (дата обращения: 10.05.2020).
с субъективным благополучием, с удовлетворенностью жизнью [Veenhoven, 1984]. Соответственно, и на эмпирическом уровне сложились различные исследовательские практики измерения субъективного благополучия.
Наиболее распространенная ситуация — «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» используются в качестве самостоятельных индикаторов обобщенного субъективного благополучия [Андреенкова, 2010; Козырева и др., 2015; Черныш, 2019]. Здесь различаются два варианта конструктов: однопунктовые шкалы (по психологической терминологии) либо несколько пунктовые [Осин, Леонтьев, 2020]. Менее распространенная ситуация — комбинация этих индикаторов в индекс [Inglehart et al., 2008; Монусова, 2012; Камалов, Понарин, 2020].
Познавательные возможности вопросов об удовлетворенности жизнью и личном счастье оцениваются по-разному. Одни исследователи подчеркивают контекстуальность и неустойчивость ответов на такие вопросы, ссылаясь на их низкую ретестовую надежность, влияние порядка вопросов и др. [Schwartz, Stack, 1999]. Приходя к заключению, что ответы на такие предельно обобщенные вопросы отражают в большей степени эмоциональное состояние респондента, зависят от доступной ему в момент опроса информации и способа конструирования ответа. Другие настаивают, что удовлетворенность жизнью и счастье отражают устойчивую, прочную установку на восприятие событий («установку на позитивность»), ссылаясь на результаты лонгитюдных исследований, показавших, что текущий уровень субъективного благополучия определяется в основном его предыдущим уровнем [Diener et al., 2000].
В этой связи важным представляется различение «осмысленного» и «спонтанного» счастья [Козырева, Смирнов, 2017], позволяющее социологам дистанцироваться от изучения сиюминутных эмоциональных проявлений и сосредоточится на исследовании того, как люди воспринимают, оценивают и ощущают собственную жизнь. Хотя это восприятие «включает в себя как рефлексивные когнитивные суждения, такие, как удовлетворенность жизнью, так и эмоциональные реакции на текущую жизнь в терминах положительных и приятных
эмоций против неприятных и отрицательных эмоций» [Diener, Oishi, Tay, 2018: 253]. Думается, что в проекте РМЭЗ НИУ ВШЭ разработчики инструментария неслучайно соблюдают определенную последовательность вопросов об удовлетворенности жизнью и о счастье. Сначала «задают» первый из них, а затем через достаточно большое «расстояние» от него — второй.
В исследованиях переменные «удовлетворенность жизнью» и «счастье» конструируются различным образом [Широканова, 2020: 22-24], в процессе анализа данных трактуются традиционно как имеющие порядковый уровень измерения. В таблице 1 для примера приведены формулировки вопросов и вариантов ответа на них, использованные в трех крупномасштабных проектах.
Различия в формулировках вариантов ответа на вопросы явились дополнительным доводом для введения именно логического индекса, с помощью которого выделяются несколько диаметрально противоположных типологических групп, различающихся характером взаимосвязи удовлетворенности жизнью и личным счастьем.
Взаимосвязь переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» (уровень населения страны)
В различных исследованиях (по России) значение коэффициента корреляции Спирмена между переменными «удовлетворенность жизнью» и «счастье» варьируется в пределах 0,5-0,7. По данным разных волн РМЭЗ НИУ ВШЭ для всероссийской выборки в целом значение равно 0,5. Это наблюдается в 2012 и 2016 гг. [Козырева, Смирнов, 2017], а также в 2014 г. [Козырева и др., 2015]. В отдельных социально-демографических группах, представляющих разные этапы жизненного цикла для работающих, значение колеблется от 0,43 до 0,67, для всех работающих — 0,52 (2017 г., расчеты авторов). По данным ESS (за 2012 г.) коэффициент корреляции Спирмена достигал значений 0,71, 0,66 и 0,61 для представителей трех этапов жизненного цикла: наибольшее значение соответствует самой младшей группе, наименьшее — старшей [Татарова, Кученкова, 2016].
Таблица 1. Примеры вопросов для измерения удовлетворенности жизнью, личного счастья
Проект Формулировка вопроса, варианты ответа
WVS* В целом, могли бы Вы сказать, что Вы... 1. Очень счастливы. 2. Скорее счастливы. 3. Не очень счастливы. 4. Абсолютно не счастливы.
В целом, насколько Вы удовлетворены сегодня своей жизнью?
Совершенно не удовлетворен 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Совершенно удовлетворен
ESS Учитывая все стороны Вашей жизни, насколько Вы счастливы?
Очень несчастливы 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Очень счастливы
Принимая во внимание все стороны жизни, насколько Вы удовлетворены своей жизнью в целом в настоящее время?
Совершенно не удовлетворен 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 Полностью удовлетворен
РМЭЗ НИУ ВШЭ Скажите, пожалуйста, Вы счастливы? 1. Очень счастливы. 2. Довольно счастливы. 3. Скорее счастливы, чем не счастливы. 4. Не очень счастливы. 5. Совсем не счастливы.
Насколько Вы удовлетворены своей жизнью в целом в настоящее время? 1. Полностью удовлетворен. 2. Скорее удовлетворен. 3. И да, и нет. 4. Скорее не удовлетворен. 5. Совсем не удовлетворен.
* Inglehart R., Haerpfer C., Moreno A., Welzel C., Kizilova K., Diez-Medrano J., Lagos M., Norris P., Ponarin E. & Puranen B. et al. (eds.). 2014. World Values Survey: All Rounds — Country-Pooled Datafile Version: http://www. worldvaluessurvey.org/WVSDocumentationWVL.jsp. Madrid: JD Systems Institute (дата обращения: 10.05.2020).
Исследования психологов по тестированию разных шкал для измерения субъективного благополучия показывают, что психометрические характеристики рассматриваемых переменных соответствуют существующим требованиям, предъявляемым к инструментам из одного утверждения, шкалы счастья и удовлетворенности жизнью из одного пункта демонстрируют высокую согласованность друг с другом (коэффициент1 корреляции = 0,7) [Осин, Леонтьев, 2020: 134]. Примечательно, что они коррелируют на том же уровне, что и шкалы из нескольких пунктов: например, для шкал субъективного счастья С. Любо-мирски и удовлетворенности жизнью Э. Динера корреляция составляет также 0,7 [Осин, Леонтьев, 2020: 127].
Приведенные сюжеты актуализируют методические вопросы связанные с возможностями объединения рассматриваемых переменных в индекс; с адекватными способами конструирования такого индекса именно в социологических исследованиях; с числом градаций для измерения обобщенного показателя субъективного благополучия; со спецификой использования индекса для индивидуальных/групповых измерений.
На макроуровне в сравнительных международных исследованиях взаимосвязь переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» различается по сравнению с ситуацией, возникающей при переходе к ее анализу на качественно однородных (в заданном исследователем смысле) совокупностях.
По данным Европейского социального исследования в странах с высоким уровнем субъективного благополучия средние значения удовлетворенности жизнью и счастьем практически совпадают; вместе с тем они могут расходиться по мере снижения значений обобщенного показателя (в качестве которого используется средняя арифметическая): «в частности, в Польше, Португалии, России, Болгарии, Украине, Румынии наблюдаются наибольшие разрывы между» средними по удовлетворенности жизнью и счастью [Монусова, 2012: 100].
1 К сожалению, авторы не указывают, какой коэффициент корреляции вычислен.
Опираясь на динамику изменения значений удовлетворенности жизнью и счастья, ряд исследователей [Veenhoven, 2001; Inglehart et al., 2013] демонстрирует, что в 1990-х гг. в России уровень удовлетворенности жизнью резко снизился, а потом постепенно возрастал, вместе с тем уровень счастья изменялся незначительно (схожая по форме, но намного менее ярко выраженная динамика). Тем самым «поведение» индикаторов различалось в России на протяжении 1990-х гг., что является аргументом в пользу того, что они могут отражать разные теоретические конструкты и объединение их в индекс, по крайней мере, на макроуровне может быть и неоправданно. Кроме того, в кросскультурных исследованиях возможны и смысловые отличия в восприятии на разных языках слов «счастье», «удовлетворенность жизнью».
Для России показано [Saris, Andreenkova, 2000], что удовлетворенность жизнью и счастье тесно коррелируют друг с другом (для всероссийской выборки коэффициент Спирмена 0,641). Вместе с тем и удовлетворенность жизнью, и счастье коррелируют схожим образом (одинаковое направление и сила) с частными «аффективными» вопросами (об эмоциях и чувствах) и «когнитивными» (об удовлетворенности различными аспектами жизни). Единственное существенное отличие: счастье сильнее коррелирует с удовлетворенностью браком, а удовлетворенность жизнью — с удовлетворенностью финансовым положением семьи. На основании установленных закономерностей авторы [Saris, Andreenkova 2000] приходят к заключению, что рассматриваемые два индикатора субъективного благополучия все же измеряют не один и тот же концепт, но гипотеза о том, что счастье измеряет эмоциональный, аффективный, а удовлетворенность — когнитивный аспект, не находит своего подтверждения в полной мере. Мы придерживаемся этой же точки зрения. К выводу о необходимости дополнять удовлетворенность жизнью данными о личном
1 Данные Российской социально-экономической панели (RUSSET, волна 6, 1998 г.). Удовлетворенность жизнью измерена по 10-балльной шкале, для вопроса о счастье, к сожалению, размерность не указана.
счастье приходит также и автор сравнительного анализа динамики изменений субъективного благополучия населения России, опираясь на исследования, проведенные в 1998-2018 гг. [Широканова, 2020].
В упомянутых выше сюжетах интересующая нас «взаимосвязь» рассматривалась на международном или национальном уровне (по выборкам для населения страны в целом). Забегая несколько вперед, отметим, что ситуация меняется при переходе на аналогичный анализ в рамках отдельных групп, однородных по этапу жизненного цикла.
Взаимосвязь переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» (по этапам жизненного цикла)
Приведем результаты согласованности «поведения» двух ключевых индикаторов обобщенного показателя субъективного благополучия на уровне групп, выделенных по этапам жизненного цикла. Ранее было показано [Татарова, Кученкова, 2019], что характер взаимосвязи между показателями субъективного благополучия в таких группах существенно различается. Выводы были основаны на результатах вторичной концептуализации первичных данных двух крупномасштабных исследований. В качестве примера здесь и далее будем опираться на первичные данные только одного из них (РМЭЗ НИУ ВШЭ, волна 26, 2017 г.). В таблице 2 приведены обозначения 15 групп, оказавшихся наполненными из 18 возможных. Малочисленность некоторых поименованных групп — Г4, Г11, Г12, Г13 — не позволяют делать по каждой из них обоснованные содержательные выводы. Однако они могут быть полезными в сравнительном контексте групп при поиске ответов на методические вопросы о характере взаимосвязи удовлетворенности жизнью и личного счастья.
Рассматриваемые нами переменные измерялись посредством вопросов (РМЭЗ НИУ ВШЭ), представленных в таблице 1. Распределение респондентов носит следующий характер:
Таблица 2. Распределение респондентов по этапам жизненного цикла, номер группы (количество чел.) (в %, годы)
Возраст (лет) Нет детей Есть дети до 18 лет Есть дети старше 18 лет
Есть супруг(а) Нет супруга(и) Есть супруг(а) Нет супруга(и) Есть супруг(а) Нет супруга (и)
15-29 Г1 (212) Г2 (396) Г3 (277) Г4 (42) - (2) - (0)
30-49 Г5 (211) Г6 (243) Г7 (1525) Г8 (242) Г9 (420) Г10 (114)
50-72 Г11 (59) Г12 (44) Г13 (96) - (9) Г14 (930) Г15 (389)
• по удовлетворенности жизнью: 1-9,8%; 2-45,6%;
3-26%,1; 4-14,5%; 5-4,0%;
• по личному счастью: 1-12,5%; 2-37,4%; 3-38,9%;
4-10,5%; 5-1,0%.
На первый вопрос затруднились ответить 31 чел., было 2 отказа от ответа, на второй — затруднились ответить 101 чел., было 5 отказов.
Для дальнейшего анализа в каждой из рассматриваемых 15 групп были выделены по четыре подгруппы: удовлетворенные (позиции на шкале 1 и 2), неудовлетворенные (позиции 4 и 5), счастливые (позиции 1 и 2), и несчастливые (позиции 4 и 5). Респонденты, выбравшие вариант «скорее счастливы, чем не счастливы», не были отнесены к подгруппе счастливых. Исходим из того, что по «счастью» они относятся к среднему уровню. В свою очередь, с методической точки зрения, это позволяет при вычислении коэффициентов ранговой корреляции считать, что наши переменные измерены по пятибалльным сбалансированным порядковым шкалам.
Доля «удовлетворенных» изменяется в 15 группах от 34,3% до 69,8%, доля «счастливых» варьируется сильнее (от 18,2% до 69,7%), доля «неудовлетворенных» изменяется от 9% до 32,2%, доля «несчастливых» от 2,8% до 31,8% (табл. 3).
В большинстве групп (Г1, Г2, Г4, Г5, Г8, Г11, Г13) наблюдается следующая картина: доли удовлетворенных и счастливых примерно одинаковы, доли неудовлетворенных и несчастливых также близки. Наибольшая разница обнаруживается в группе Г12 (возраст 50-72 лет, нет детей, нет супруга(и)), где доля
Таблица 3. Частота встречаемости (не)удовлетворенных и (не)счастливых в группах (в % по каждой группе)
Группа Удовлетворенные Счастливые Неудовлетворенные Несчастливые
Г1 69,8 68,9 9,0 2,8
Г2 61,6 57,1 13,6 7,1
Г3 62,5 69,7 14,1 2,9
Г4 35,7 28,6 31,0 28,6
Г5 54,5 46,4 14,7 9,5
Г6 49,8 36,6 23,5 21,0
Г7 58,8 57,8 15,9 5,8
Г8 34,3 30,6 32,2 28,1
Г9 56,4 48,8 20,0 6,4
Г10 39,5 25,4 30,7 26,3
Г11 42,4 35,6 20,3 15,3
Г12 52,3 18,2 20,5 31,8
Г13 47,9 44,8 19,8 14,6
Г14 55,5 45,1 18,6 10,1
Г15 46,5 27,5 22,4 21,9
удовлетворенных жизнью (52,3%) существенно превышает долю счастливых (18,2%) на 34,1%, доля неудовлетворенных (20,5%) ниже доли несчастливых (31,8%) на 11,4%. Заметные отличия наблюдаются в группах Г15, Г10, Г6 (удовлетворенных больше, чем счастливых на 19%, 14% и 13,2% соответственно), Г9, Г3, Г7 (неудовлетворенных больше, чем несчастливых на 13,6%, 11,2%, 10,1%).
Примечательно, что во всех группах доля неудовлетворенных выше доли несчастливых. В случае с вопросом о счастье в каждой группе респондентов доля тех, кто выбирает вариант «скорее счастливы, чем не счастливы» больше, чем тех, кто выбрал другие варианты. Это лишний раз подчеркивает необходимость дискуссии по проблеме конструирования вопроса
о счастье и особенно интерпретации этого варианта ответа [Черныш, 2019: 17].
Наличие/отсутствие расхождений в размере долей «позитивных» и «негативных» ответов на рассматриваемые вопросы может быть обусловлено спецификой этапа жизненного цикла и реакцией на события жизни, определяющие переход на тот или иной этап. На основе обобщения результатов почти двух сотен лонгитюдных исследований ^иЬтапп е! а1., 2012] был сделан ряд выводов.
Во-первых, считается, что важные события жизни по-разному влияют на тот или иной аспект субъективного благополучия. Например, рождение ребенка сначала приводит к краткосрочному повышению удовлетворенности жизнью, а в последующие месяцы провоцирует быстрое и существенное снижение его уровня. Эмоциональное состояние «молодого» родителя, наоборот, сначала ухудшается, но затем может улучшиться в долгосрочной перспективе. Смерть супруга(и) и потеря работы намного сильнее влияет на субъективное благополучие, чем развод и выход на пенсию, однако и скорость адаптации к этим событиям различна.
Во-вторых, разделение событий жизни на желательные, позитивные, повышающие субъективное благополучие, и нежелательные, негативные, его снижающие, представляется непродуктивным, поскольку характер и сила реакции на них могут отличаться от изначально ожидаемых. Например, после вступления в брак или рождения ребенка («желательных» событий) удовлетворенность жизнью в долгосрочной перспективе снижается, а после развода («нежелательного» события) — повышается. В то же время эти изменения можно трактовать как возвращение субъективного благополучия на «исходный» уровень, поскольку до развода оно существенно снижалось, а перед рождением ребенка — росло. Порой реакция на негативное событие (развод) оказывается слабее, чем на относительно нейтральное (выход на пенсию) или предположительно позитивное (выход на новое место работы). А у кого-то адаптация к негативным событиям (смерть супруга(и), потеря работы) может длиться не дольше, чем к позитивным (вступление в брак, рождение ребенка).
По данным РМЭЗ НИУ ВШЭ (табл. 3), практически во всех группах респондентов, представляющих разные этапы жизненного цикла, доля удовлетворенных жизнью выше доли счастливых, одновременно и доля неудовлетворенных выше доли несчастливых. Более выраженное (в случае вопроса о счастье) тяготение респондентов к выбору средней позиции на шкале может свидетельствовать о существовании особенностей восприятия вопроса, формирования ответа на него. Принимая во внимание приведенные данные, а также значения коэффициента корреляции Спир-мена (для удовлетворенности жизнью и счастья — от 0,43 до 0,67 в рассматриваемых группах), можно констатировать наличие дифференциации групп по степени согласованности «поведения» этих двух переменных. Для сравнения тот же коэффициент для всей совокупности работающих равен 0,52.
Вместе с тем результаты анализа базы данных Всемирного исследования ценностей (WVS) демонстрируют, что в России на протяжении 1990-2017 гг. в среднем уровень счастья практически всегда (за исключением 2008 г.) был выше удовлетворенности жизнью [Камалов, Понарин, 2020]. По данным проекта ESS (2016 г.), в России у трети работающих респондентов (479 чел., 35%) индивидуальный балл по счастью выше, чем по удовлетворенности жизнью, у 14% (196 чел.) — по удовлетворенности выше, у половины (711 чел., 51%) — совпадает по обоим вопросам (табл. 4). В случае с данными РМЭЗ НИУ ВШЭ наблюдается несколько иная картина. Из всех респондентов, имеющих работу, у половины (2519 чел., 49,2%) индивидуальный балл по вопросу об удовлетворенности жизнью и счастью совпал, у четверти (1354 чел., 26,4%) баллы по счастью выше, чем по удовлетворенности, еще у четверти (1249 чел., 24,4%) — наоборот, по удовлетворенности выше, чем по счастью. При этом в анализ включены 5122 из 5261 чел. Исключены те, кто отнесен к вариантам: з/о, отказ от ответа, пропущенное значение. Двумерное распределение представлено ниже в таблице 4.
Из рассмотренных сюжетов можно сделать вывод: несмотря на накопленный опыт, методические проблемы измерения рассматриваемых переменных, изучения взаимосвязей между ними остаются крайне актуальными. Представляется
целесообразным для социологических измерений рассматривать как минимум двумерное пространство, выделяя в нем сегменты, на которых наблюдается одновременно определенный уровень удовлетворенности жизнью и личного счастья. Формально в предположении существования одномерного континуума для измерения субъективного благополучия (одномерность крайне привлекательна исследователям) — это может быть переход к индексу, сформированному на основе логических операций.
Взаимосвязь переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» (индивидуальный уровень)
При переходе на индивидуальный уровень имеет особый смысл характер согласованности ответов респондентов на вопросы об удовлетворенности жизнью и счастье. В таблице 4 приведены двумерные распределения по этим вопросам (данные РМЭЗ НИУ ВШЭ и ESS). В обоих случаях рассматриваются только работающие респонденты. Варианты ответа закодированы следующим образом: 5 — максимальное значение переменной, 1 — минимальное значение. Для ESS исходные 11-балльные шкалы предварительно перекодированы в 5-балльные (1=0-1, 2=2-3, 3=4-6, 4=7-8, 5=9-10).
Среди всех возможных комбинаций ответов на вопросы об удовлетворенности жизнью и счастье можно выделить три типичные ситуации: первая — ответы на оба вопроса совпадают или отличаются на 1 балл (ячейки вдоль диагонали в таблице 4), это случай наиболее согласованных ответов. Чем дальше от диагонали, тем больше отличаются ответы респондента по двум вопросам: на 2 балла (это вторая ситуация — слабо согласованные ответы) или на 3-4 балла (это третья ситуация — несогласованных ответов).
В рассматриваемых 15 группах респондентов (данные РМЭЗ НИУ ВШЭ) доля наиболее согласованных ответов составляет 88,6-95%, слабо согласованных 3,8-10,2%, несогласованных 0-3,1% (табл. 5). Последние носят атипичный характер,
Таблица 4. Сочетание значений переменных «счастье» и «удовлетворенность жизнью»
ESS, 2016 г., кол-во чел. РМЭЗ, 2017 г., кол-во чел.
Удовл. Счастье Удовл. Счастье
жизнью 1 2 3 4 5 жизнью 1 2 3 4 5
1 10 13 20 5 1 1 30 84 58 22 7
2 8 33 87 26 8 2 12 228 329 145 23
3 4 38 336 215 34 3 4 155 751 355 50
4 0 8 81 257 70 4 4 46 802 1227 281
5 3 1 13 40 75 5 0 6 48 172 283
Таблица 5. Степень согласованности ответов в группах (% наиболее согласованных, слабо согласованных и несогласованных)
Возраст (лет) Нет детей Есть дети до 18 лет Есть дети старше 18 лет
Есть супруг(а) Нет супруга (и) Есть супруг(а) Нет супруга(и) Есть супруг(а) Нет супруга(и)
15-29 95,3 3,8 0,9 94,4 4,5 1 92,1 6,9 1,1 95,2 4,8 0 - -
30-49 92,4 7,1 0,5 93,4 5,3 1,2 90,9 7,7 1,4 92,1 6,6 1,2 94 4,8 1,2 92,1 7,9 0
50-72 89,8 10,2 0 88,6 9,1 2,3 89,6 7,3 3,1 - 90,8 8,1 1,2 91,8 7,5 0,8
в определенной степени противоречивый и требующий специального анализа для принятия решения об уровне субъективного благополучия таких респондентов. Их немного, что свидетельствует о достаточно высокой степени согласованности ответов на вопросы об удовлетворенности жизнью и счастье на индивидуальном уровне.
Важно подчеркнуть, что наличие/отсутствие несогласованных ответов может быть связано среди прочих причин и с последовательностью вопросов в анкете, с расстоянием (в вопроснике) между ними. Безусловно, для подтверждения
и прояснения характера этого влияния требуются методические эксперименты.
О моделях формирования обобщенного показателя
Построение индекса субъективного благополучия на основе переменных «удовлетворенность жизнью» и «личное счастье» может опираться на различные методологические предпосылки, приводящие к разным моделям измерения обобщенного показателя.
С одной стороны, это получившие широкое распространение в зарубежной литературе представления о наличии нескольких компонент субъективного благополучия (когнитивной, аффективной, «деятельностной»). В соответствии с этим удовлетворенность жизнью трактуется как индикатор когнитивной компоненты, а счастье — аффективной. Соответственно в индекс эти индикаторы объединяются по принципу комплемен-тарности, позволяя «ухватить» разные аспекты проявления субъективного благополучия.
С другой стороны, отмечается, что при ответе на вопросы общего характера (не конкретизированные) у респондентов активизируется общая установка на восприятие себя и окружающей действительности в положительном или отрицательном ключе («положительная диспозиция», оптимизм, включая распространенные в обществе культурные нормы и практики реагирования на ситуацию) [Diener et al., 2000]. В этом случае максимально обобщенные вопросы (об уровне счастья и жизни в целом) будут работать схожим образом, отражать одну и ту же установку (предрасположенность к позитивной или негативной реакции).
Р. Инглхарт [Inglehart, 1997] предложил интегральный индекс субъективного благополучия для сравнения стран. Он вычисляется как среднее арифметическое двух величин: 1) разница между долей удовлетворенных и неудовлетворенных своей жизнью; 2) разница между долей очень счастливых + счастливых и не очень счастливых + несчастливых. В более поздних работах [Inglehart et al., 2008] схема расчетов этого индекса (на индивидуальном уровне) основана на разнице значений
между двумя переменными. Поскольку первая (удовлетворенность) 10-балльная, вторая (счастье) 4-балльная, значения второй умножались на 2,5 (4-балльная шкала «растягивается» до 10-балльной со значениями 2,5; 5, 7,5; 10). Для перехода к показателю по стране вычисляется по всем опрошенным среднее арифметическое значение по этим «разницам».
Интегральный (по стране) показатель субъективного благополучия вычисляют и по другой схеме: на индивидуальном уровне как среднее арифметическое между оценками удовлетворенности жизнью и счастья; на групповом — как среднее «средних». Такой способ использован при анализе данных ESS [Монусова, 2012], WVS [Камалов, Понарин, 2020].
Индекс с использованием «логических» операций был предложен и апробирован авторами [Татарова, Кученкова, 2016]. В таблице 6 представлена схема его формирования. Возможные варианты его значений для наглядности обозначены буквами, где Н означает низкий, С — средний, В — высокий уровень субъективного благополучия. Это те значения, которые встречаются наиболее часто (табл. 4). Буква П — условно означает «противоречие», встречается эта резкая несогласованность, атипичная ситуация крайне редко. Остальные значения индекса зависят от характера распределения и трактовки шкальных значений переменной «счастье». Некоторые сочетания ответов обозначены курсивом, чтобы подчеркнуть их «мягкое» отнесение к определенному уровню. Этот индекс показал практическую целесообразность в процессе многомерного анализа субъективного благополучия [Кученкова, Татарова, 2019].
Таблица 6. Схема формирования «логического» индекса
«Логический» индекс
Удовлетворенность жизнью Личное счастье
1 2 3 4 5
1 Н Н Н П П
2 Н Н С С П
3 С С С С С
4 П С С В В
5 П П В В В
Использование арифметических операций для формирования индекса позволяет существенно увеличить число градаций шкалы «на выходе». Например, если исходные индикаторы 5-балльные, объединяя их в индекс (сложением/вычитанием/вычислением среднего), получаем шкалу из 9-градаций (например, от -4 до 4). Наличие большего числа градаций служит аргументом в пользу использования полученного индекса как интервальной переменной и, соответственно, применения методов анализа, требующих более высокого уровня измерения, чем порядковый. Вместе с тем представляют особый интерес результаты, представленные в одной из работ [Камалов, Понарин, 2020], где показано, что сложившаяся в социальных науках практика использования порядковых показателей субъективного благополучия в качестве интервальных в ряде случаев вполне оправдана.
Важная особенность индекса, основанного на арифметических операциях: несогласованные и слабо согласованные ответы попадают в «середину» шкалы (например, для суммарного индекса набирают от 4 до 8 баллов, «растекаясь» по шкале). В содержательном плане это представляется не вполне оправданным, если таких ситуаций достаточно много.
Построение «логического» индекса субъективного благополучия на основе вопросов об удовлетворенности жизнью и счастье приводит к небольшому числу градаций (в нашем случае всего — три). С позиции социологического анализа это вполне целесообразно для выделения качественно однородных по субъективному благополучию групп респондентов, у которых достаточно согласованные ответы по двум вопросам. Более того, позволяет нивелировать небольшие, случайные колебания в ответах на каждый из них по отдельности и избежать риска порождения «искусственных» отличий между респондентами по уровню субъективного благополучия.
При применении «логических» операций для формирования индекса облегчается интерпретация несогласованных ответов, оценка их количества и принятие решений по дальнейшей работе с ними.
Отметим, что несмотря на популярность «арифметических» индексов, логические операции использовались для построения
индекса субъективного благополучия и в зарубежных исследованиях. Например, в [Huppert, So, 2013] для перехода к групповым оценкам на уровне стран.
«Логический» индекс обладает важными для социолога преимуществами:
• процедурная прозрачность, что облегчает обнаружение атипичных ситуаций;
• приоритет качества над количеством при выделении качественно однородных (по обобщенному показателю) групп и сравнение их типологической структуры;
• избегание искусственности конструкта (индекса) и опасностей «суммирования»;
• уход от иллюзии «количество лучше качества» (например, в процессе анализа обнаруживается, что пятибалльные вербальные шкалы целесообразнее, чем одиннадцатибалльные).
Список литературы
Андреенкова Н. В. 2010. Сравнительный анализ удовлетворенности жизнью и определяющих ее факторов // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. № 5(99). С. 189-215. Камалов Э. А., Понарин Э. Д. 2020. Национальная гордость и субъективное благополучие россиян // Мониторинг общественного мнения: Экономические и социальные перемены. № 1. С. 177-205. Козырева П. М., Низамова А. Э., Смирнов А. И. 2015. Счастье и его детерминанты (статья 1) // Социологические исследования. № 12. С. 120-132. Козырева П. М., Смирнов А. И. 2017. Счастье осмысленное и спонтанное // Социологическая наука и социальная практика. Том. 5. № 4. С. 65-91. Кученкова А. В., Татарова Г. Г. 2019. «Этап жизненного цикла» как детерминанта субъективного благополучия личности // Социологические исследования. № 8. C. 30-43.
Кученкова А. В., Татарова Г. Г. 2016. Этап жизненного цикла: эвристический потенциал для изучения субъективного благополучия // Социология и общество: социальное неравенство и социальная справедливость (Екатеринбург, 19-21 октября 2016 года) [Электронный ресурс] Материалы V Всероссийского социологического конгресса / отв. ред. В. А. Мансуров. М.: РОС. С. 8476-8491 (дата обращения: 10.05.2020).
Леонтьев Д. А. 2020. Счастье и субъективное благополучие: к конструированию понятийного поля // Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. № 1. С. 14-37.
Монусова Г. А. 2012. Субъективное благополучие и возраст: Россия в контексте международных сравнений // XII Международная научная конференция по проблемам развития экономики и общества: в 4 кн. Кн. 3. М.: ВШЭ. С. 98-109.
Осин Е. Н., Леонтьев Д. А. 2020. Краткие русскоязычные шкалы диагностики субъективного благополучия: психометрические характеристики и сравнительный анализ / Мониторинг общественного мнения: экономические и социальные перемены. № 1. С. 117-142.
Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS-HSE), проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел-Хилле и Института социологии Федерального научно-исследовательского социологического центра Российской академии наук (сайты обследования RLMS-HSE: URL: http://www.cpc.unc.edu/projects/rlms и http://www.hse. ru/rlms) (дата обращения: 10.05.2020).
Российское социальное исследование по программе ESS (Европейского социального исследования). Исследование проведено ЦЕССИ (Институт сравнительных социальных исследований) в октябре 2016 — январе 2017 гг., размер выборки составил 2430 респондентов методом личных интервью на дому у респондентов по случайной вероятностной выборке населения страны 15 лет и старше. Методология
исследования описана в технической документации проекта на сайте www.ess-ru.ru и www.europeansocialsurvey.org (дата обращения: 10.05.2020).
Татарова Г. Г., Кученкова А. В. 2016. Показатели субъективного благополучия как типообразующие признаки // Социологические исследования. № 10. С. 21-32.
Черныш М. Ф. 2019. Факторы, влияющие на переживание счастья в российском обществе // Социологическая наука и социальная практика. Том. 7. № 2. С. 9-33.
Широканова А. А. 2020. Тренды субъективного благополучия в России: 1998-2018 // Вестник Санкт-Петербургского университета. Социология. Т. 13. Вып. 1. С. 4-24.
Angner E. 2010. Subjective well-being // The Journal of Socio-Economics. № 39(3). P. 361-368.
Diener E. 1984. Subjective Well-Being // Psychological Bulletin. Vol. 95. № 3. P. 542-575.
Diener E., Scollon Ch.N., Oishi Sh., Dzokoto V., Suh M. E. 2000. Positivity and the Construction of Life Satisfaction Judgments: Global Happiness Is Not the Sum of Its Parts // Journal of Happiness Studies. № 1(2). P. 159-176.
Diener E., Suh E. M., Lucas R. E., Smith H. L. 1999. Subjective Well-Being: Three Decades of Progress // Psychological Bulletin. Vol. 125. № 2. P. 276-302.
Diener E., Oishi S., Tay L. 2018. Advances in Subjective WellBeing Research // Nature Human Behavior. Vol. 2. № 4. P. 253-260.
Huppert F. A., So T. T.C. 2013. Flourishing across Europe: Application of a New Conceptual Framework for Defining Well-Being // Social Indicators Research. Vol. 110. Issue 3. P. 837-861.
Inglehart R. 1997. Modernization and Postmodernization: Cultural, Economic and Political Change in 43 Societies. Princeton: Princeton University Press. 453 p.
InglehartR. F., Peterson C., Foa R., Welzel C. 2008. Development, Freedom and Rising Happiness: A Global Perspective 19812007 // Perspectives on Psychological Science. Vol. 3. № 4. P. 264-285.
Inglehart R., Foa R., Ponarin E., Welzel C. 2013. Understanding the Russian malaise: the collapse and recovery of subjective well-being in post-communist Russia / Higher School of Economics. Series WP BRP 32/SOC/2013 «Basic research program working papers series: sociology». 28 p.
Inglehart R., Haerpfer C., Moreno A., Welzel C., Kizilova K., Diez-Medrano J., Lagos M, Norris P., Ponarin E. & Puranen B. et al. (eds.). 2014. World Values Survey: All Rounds — Country-Pooled Datafile Version: http://www.worldvaluessurvey.org/ WVSDocumentationWVL.jsp. Madrid: JD Systems Institute. (дата обращения: 10.05.2020).
Luhmann M., Hofmann W., Eid M., Lucas R. E. 2012. Subjective Well-being and Adaptation to Life Events: A Metaanalysis // Journal of Personality and Social Psychology. Vol. 102. № 3. P. 592-615.
Saris W. E., Andreenkova А. 2000. Following Chances in Living Conditions and Happiness in Post-Communist Russia: The Russet Panel // Journal of Happiness Studies. № 2. P. 95-109.
Schwarz N., Strack F. 1999. Reports of Subjective Well-Being: Judgmental Processes and Their Methodological Implications. In: Well-being: The foundations of hedonic psychology / Ed.: D. Kahneman, E. Diener, N. Schwarz. Russell-Sage. P. 61-84.
Veenhoven R. 1984. Conditions of Happiness. Dordrecht / Boston: Reidel. 461 р.
Veenhove n R. 2001. Are the Russians as unhappy as they say they are? Comparability of self-reports across nations // Journal of Happiness Studies. Vol 2. P. 111-136.
