Введение
Потребность в принадлежности представляет собой фундаментальный конструкт, так или иначе описанный в ряде теорий как привязанность (теория привязанности Боулби [13]), условие формирования Эго-идентичности (теория Э. Эриксона [11]) и социальной идентичности (теория социальной идентичности А. Тэшфела [18]), однако наиболее концептуально описана в теории самодетерминации (ТСД) Э. Деси и Р. Райана [14]. Теория самодетерминации и личностной автономии была предложена в 70-х годах прошлого века и описала внутренние и внешние факторы мотивации/амотивации человека. Согласно авторам, человек изначально самодетерминирован и замотивирован на активное взаимодействие с социальной реальностью. Снижение же мотивации связано с фрустрацией базовых психологических потребностей. Э. Деси и Р. Райаном были выделены три базовые психологические потребности: в автономии, компетенции и принадлежности (иногда переводимой как связанность). С этих пор началась дискуссия о взаимосвязи автономии и принадлежности в жизни человека: в норме автономия и принадлежность имеют позитивную взаимосвязь [17], причем некоторые авторы обнаруживают стадийность в степени их удовлетворения (потребность в автономии появляется при удовлетворении потребности в принадлежности) [16]; обратная же корреляция указывает на подмену автономии независимостью, что случается при слабом Эго [12].
Теория базовых психологических потребностей легла в основу одноименного опросника «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» (General Scale of Basic Psychological Needs Satisfaction), адаптированного на русский язык И.Ю. Суворовой, Н.В. Корзуном и А.А. Бабий [9]. Тем не менее адаптация опросника на русский язык показала «слабость» шкалы «Потребность в принадлежности»: по сравнению с двумя другими шкалами – «Потребность в автономии» и «Потребность в компетентности» – она имела наибольшую дисперсию и сравнительно низкие показатели ретестовой надежности [3]. Было сделано предположение, что границы феномена принадлежности, вкладываемые авторами, недостаточно очерчены. Дело в том, что авторы теории самодетерминации в основном исследовали потребность в автономии как фактор внутренней мотивации, тогда как исследования потребности в принадлежности и компетентности практически не представлены в рамках ТСД. Поэтому нами был проведен ряд исследований на уточнение границ феномена принадлежности и формирование ее теоретической модели. Результаты данных исследований отражены в статьях «Определение границ феномена базовой психологической потребности в принадлежности» [3] и «Эмпирическое обоснование трехфакторной модели потребности в принадлежности» [10].
Конструкт «Принадлежность-эксклюзия»
Проведение фокус-группы [3] подтвердило предположение о более сложной структуре потребности в принадлежности и позволило выделить 3 ее аспекта: принадлежность себе, принадлежность диадным отношениям и принадлежность группе. Дальнейший эксплораторный факторный анализ на выборках бездомных, людей с наркотической зависимостью, жертв травли и условной нормы [10] показал обоснованность трех выделенных ранее аспектов принадлежности. Так была получена и впервые описана в статье «Эмпирическое обоснование трехфакторной модели потребности в принадлежности» эмпирическая трехфакторная модель потребности в принадлежности (рис. 1), которая легла в основу опросника «Принадлежность-эксклюзия», верификации которого посвящена данная статья.
Рис. 1. Модель опросника «Принадлежность-эксклюзия»
Трехфакторная модель принадлежности (рис. 1) включает три шкалы: принадлежность себе, принадлежность диадическим отношениям и принадлежность группе. Принадлежность себе понимается как ощущение своей целостности, протяженности и аутентичности, что в большей степени соответствует определению Эго-идентичности Э. Эриксона [11]. Принадлежность диадическим отношениям неразрывно связана с принадлежностью себе. Более того, отношения в диаде в первые годы жизни являются условием для появления целостного чувства Я [19]. Напротив, отсутствие надежной привязанности к значимому другому влечет за собой недоверие к миру и нарушение Эго-идентичности [13], что впоследствии может привести к социальной изоляции и нарушению социальной адаптации (принадлежности к группе). Принадлежность к группе связана с формированием социального Я. С одной стороны, это не такая фундаментальная структура, как чувство аутентичности самому себе, формирующееся в диадических отношениях, с другой – через принадлежность к социальной группе (или группам) мы опредмечиваем себя в системе социальных отношений, той самой реальности, в которой протекает наша жизнь. Отчужденность от социальных контактов и одиночество сравнимы с так называемой социальной смертью.
Программа исследования
Верификация составленного опросника проходила в три этапа. На первом этапе (2022 г.) на выборке из 76 студентов МПСУ очной формы обучения (17 – мужского пола, 59 – женского) в возрасте от 17 до 22 лет (M = 20; SD = 1,03) были вычислены ретестовая надежность (время между тестом и ретестом составило 7 дней), внутренняя согласованность, конвергентная валидность и валидность поведения переменных в шкалах. На втором этапе (2023 г.) на выборке из 1905 человек (501 – мужского пола, 1404 – женского) в возрасте от 9 до 81 лет (M = 27,81; SD = 10,4) с помощью конфирматорного факторного анализа проверялась факторная валидность. На третьем этапе на выборке из 1925 человек (509 – мужского пола, 1416 – женского) в возрасте от 9 до 93 лет (M = 28,11; SD = 10,6) была проведена дифференциальная валидность.
Инструментарий
В табл. 1 приведен подбор опросников для вычисления согласования с поведением переменных.
Таблица 1
Подбор методик для проверки конструктной валидности
|
Принадлежность себе
|
Опросник «Структура Эго-идентичности» Е.Л. Солдатовой;
Опросник «Диагностика переживаний в профессиональной деятельности» Е.Н. Осина, Д.А. Леонтьева
|
|
Принадлежность группе
|
Опросник «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо;
Шкала «Принадлежность» опросника «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» Э. Деси и Р. Райана
|
|
Принадлежность диаде
|
Опросник «Привязанность к близким людям» Д.В. Каширского, Н.В. Сабельниковой;
Опросник «Переживание одиночества» Е.А. Манакова
|
Понятие принадлежности себе, как было отмечено ранее, связано с аутентичностью, самоидентификацией и самоощущением человека. Данный феномен включает субъективное чувство целостности, переживания потока, непрерывности и устойчивости собственного «Я», что во многом описывает эго-идентичность человека. Поэтому для анализа шкалы «Принадлежность себе» нами был выбран опросник «Структура Эго-идентичности» Е.Л. Солдатовой, определяющий три показателя: «Автономная идентичность», «Предрешенная идентичность» и «Диффузная идентичность» [8], и опросник «Диагностика переживаний в профессиональной деятельности» Е.Н. Осина и Д.А. Леонтьева, включающий такие шкалы, как «Работа как удовольствие», «Работа как смысл», «Работа как усилие» и «Работа как пустота» [5]. Опросник Е.Н. Осина направлен на диагностику чувства потока.
Принадлежность группе представляет собой осознание человеком себя частью различных социальных групп: семейных, учебных, этнических, демографических, территориальных, конфессиональных и прочих. В качестве эквивалентных шкал были выбраны шкалы опросника «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо [7] и шкала «Удовлетворение потребности в принадлежность» опросника «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» Э. Деси и Р. Райана [9].
Принадлежность диадическим отношениям указывает на возможность устанавливать глубокие интимные отношения. Поэтому в качестве проверочных опросников были выбраны опросник «Привязанность к близким людям» Д.В. Каширского и Н.В. Сабельниковой [6], диагностирующий «Избегание» и «Беспокойство» как аспекты привязанности и взаимоотношений в диаде, а также опросник «Переживание одиночества» Е.А. Манаковой [4]. Опросник «Переживание одиночества» включает следующие шкалы: «Переживание одиночества как негативного чувства» и «Духовное одиночество как отсутствие понимания».
В исследовании приняли участие студенты и преподаватели МПСУ и МИПа, а также знакомые, кому была разослана ссылка. Можно сказать, что выборка отвечает требованиям рандомности. Данные собирались с помощью Яндекс.форм в удобное для респондентов время.
Результаты
Внутренняя согласованность. Для проверки надежности по внутренней согласованности характеристик было проведено вычисление коэффициента α Кронбаха. Результаты расчетов показали, что разработанная методика в целом обладает достаточной внутренней согласованностью: значение коэффициента α Кронбаха составляет 0,827, что соответствует уровню хорошей внутренней согласованности. Тем не менее шкалы «Принадлежность группе» и «Принадлежность диаде» имеют довольно низкую надежность (табл. 2).
Таблица 2
Вычисление α Кронбаха для всего опросника, отдельных шкал и вопросов
|
Весь опросник
α = 0,827
|
Принадлежность себе
α = 0,769
|
вопрос 1 – α = 0,741
|
|
вопрос 4 – α = 0,742
|
|
вопрос 7 – α = 0,761
|
|
вопрос 10 – α = 0,806
|
|
вопрос 13 – α = 0,724
|
|
вопрос 16 – α = 0,751
|
|
вопрос 19 – α = 0,705
|
|
вопрос 21 – α = 0,707
|
|
Принадлежность группе
α = 0,584
|
вопрос 2 – α =0,547
|
|
вопрос 5 – α =0,642
|
|
вопрос 8 – α = 0,514
|
|
вопрос 11 – α = 0,503
|
|
вопрос 14 – α = 0,506
|
|
вопрос 17 – α = 0,553
|
|
вопрос 20 – α = 0,540
|
|
Принадлежность диаде
α = 0,505
|
вопрос 3 – α = 0,518
|
|
вопрос 6 – α = 0,477
|
|
вопрос 9 – α = 0,414
|
|
вопрос 12 – α = 0,432
|
|
вопрос 15 – α = 0,415
|
|
вопрос 18 – α = 0,493
|
При исключении вопросов 3, 5 и 10 общая α Кронбаха составила 0,849, для шкал «Принадлежность себе» – α = 0,806; «Принадлежность группе» – α = 0,642; «Принадлежность диаде» – α = 0,518.
Проверка на нормальность. Для выбора коэффициента корреляции была осуществлена проверка выборки на нормальность с использованием критерия Колмогорова-Смирнова. В результате нормальное распределение подтвердилось для шкал «Принадлежность себе» и «Принадлежность группе». Для шкалы «Принадлежность диаде» значение теста оказалось меньше 0,05, что говорит о том, что данные в этой группе не имеют нормального распределения.
Ретестовая надежность. Для оценки надежности был проведен корреляционный анализ между шкалами опросника после первого и повторного тестирования. Коэффициенты корреляции по критерию r-Спирмена вычислялись для шкал «Принадлежность себе», «Принадлежность диаде» и «Принадлежность группе» отдельно (табл. 3).
Таблица 3
Результаты корреляции r-Спирмена
|
Переменная
|
Корреляция с повторным тестированием, r-Спирмена
|
|
Принадлежность себе
|
0,956**
|
|
Принадлежность диаде
|
0,604**
|
|
Принадлежность группе
|
0,785**
|
Примечание. ** – уровень значимости p ≤ 0,01.
Для всех вычислений уровень значимости для оценки корреляций – p ≤ 0,01. Результаты позволяют заключить, что созданная методика является надежной.
Конвергентная валидность. Конвергентная валидность определяет, в какой степени конструкты, которые должны быть взаимосвязаны внутри методики, действительно имеют эту связь. Мы предполагали, что все три шкалы – «Принадлежность себе», «Принадлежность диаде» и «Принадлежность группе» – должны иметь положительную корреляцию. Результаты показаны в табл. 4.
Таблица 4
Результаты проведенного корреляционного анализа
|
Переменная
|
1, r-Спирмена
|
2, r-Спирмена
|
|
1. Принадлежность себе
|
–
|
|
|
2. Принадлежность диаде
|
0,560**
|
–
|
|
3. Принадлежность группе
|
0,628**
|
0,320**
|
Примечание. ** – уровень значимости p ≤ 0,01.
При проверке опросника на конвергентную валидность были получены взаимосвязи на уровне значимости p ≤ 0,01, что говорит о том, что переменные внутри опросника ведут себя так, как это заложено в теории. Как ни странно, максимально близкими по смыслу оказались шкалы «Принадлежность себе» и «Принадлежность группе», тогда как самая слабая связь обнаружена между «Принадлежностью группе» и «Принадлежностью диаде».
Корреляции с другими опросниками. Для проверки согласованности поведения переменных в нашем опроснике с поведением переменных в других, валидных опросниках были вычислены корреляции между шкалами нашего опросника и шкалами других опросников, описанных в процедуре исследования (табл. 1). Проверка валидности шкалы «Принадлежность себе» осуществлялась с помощью проверки ее взаимосвязи со шкалами опросников «Диагностика переживаний в профессиональной деятельности» Е.Н. Осина и Д.А. Леонтьева и «Структура Эго-идентичности» Е.Л. Солдатовой (табл. 5).
Таблица 5
Корреляции между шкалой «Принадлежность себе» и шкалами из опросников: «Диагностика переживаний в профессиональной деятельности» Е.Н. Осина, Д.А. Леонтьева и «Структура Эго-идентичности» Е.Л. Солдатовой
|
Методика
|
Шкалы опросника
|
Принадлежность себе
|
|
Опросник «Диагностика переживаний в профессиональной деятельности» Е.Н. Осина, Д.А. Леонтьева
|
Работа – удовольствие
|
0,263*
|
|
Работа – смысл
|
0,254*
|
|
Работа – усилие
|
–0,249*
|
|
Работа – пустота
|
–0,254*
|
|
Опросник «Структура Эго-идентичности» Е.Л. Солдатовой
|
Автономная идентичность
|
0,551**
|
|
Предрешенная идентичность
|
0,424**
|
|
Диффузная идентичность
|
–0,616**
|
Примечание. Уровни значимости: ** – p ≤ 0,01; * – p ≤ 0,05.
Положительные корреляции между шкалой «Принадлежность себе» и шкалами «Работа – удовольствие», «Работа – смысл» указывают, что «Принадлежность себе» связана с ощущением наполненности и смысла, что звучало во время фокус-группы. Отрицательная корреляция с «Работой как усилием» и «Работой как пустотой» опять же указывает на переживание принадлежности себе как наполненности и легкости. Любопытно, что чувство наполненности и осмысленности связано как с автономной структурой идентичности (сформированной самим субъектом после переживания кризиса), так и предрешенной (структурой, пассивно перенятой от значимых других). Отрицательная корреляция с диффузной идентичностью объясняется невозможностью целостного ощущения Я в случае распада предыдущей структуры Я и отсутствием ориентиров для построения новой, что более чем логично. Более сильные корреляции между «Принадлежностью себе» и структурами идентичности по сравнению с переживанием опыта потока указывают на то, что «Принадлежность себе» – более фундаментальный конструкт и существует вне рабочей ситуации. Более того, в нашей выборке большую долю занимали студенты, не включенные в трудовые отношения.
Проверка валидности шкалы «Принадлежность диаде» осуществлялась с помощью проверки ее взаимосвязи со шкалами опросников «Привязанность к близким людям» Д.В. Каширского, Н.В. Сабельниковой и «Переживание одиночества» Е.А. Манакова (табл. 6).
Таблица 6
Корреляции между шкалой «Принадлежность диаде» и шкалами из опросников: «Привязанность к близким людям» Д.В. Каширского, Н.В. Сабельниковой и «Переживание одиночества» Е.А. Манакова
|
Методики
|
Шкалы опросника
|
Принадлежность диаде
|
|
Опросник «Привязанность к близким людям» Д.В. Каширского, Н.В. Сабельниковой
|
Избегание
|
–
|
|
Беспокойство
|
–0,658**
|
|
Опросник «Переживание одиночества» Е.А. Манакова
|
Переживание одиночества как негативного чувства
|
–0,703**
|
|
Отрицание переживания одиночества
|
–
|
|
Переживание одиночества как временного вынужденного явления
|
–
|
|
Одиночество как результат страха брать ответственность за других
|
–
|
|
Духовное одиночество как отсутствие понимания
|
–0,562**
|
|
Физическое одиночество вследствие собственной непривлекательности
|
–0,471**
|
Примечание. ** – уровень значимости p ≤ 0,01.
Сравнивая «Принадлежность диаде» со шкалами опросника «Привязанность к близким людям», мы получили значимую обратную корреляцию со шкалой «Беспокойство», соответствующей амбивалентной привязанности. С другой стороны, со шкалой «Избегание» какая-либо связь отсутствует. Мы предполагаем, что шкала «Принадлежность диаде» вскрывает нарушение устойчивой психологической связи с другим при сохранении физического контакта.
Взаимосвязи с опросником «Переживание одиночества» оказались значимыми в случае переживания одиночества как негативного чувства, духовного и физического одиночества, что подтверждает наше предположение о том, что «Принадлежность диаде» отражает глубокую психологическую связь со значимым другим. Отрицание переживания одиночества, переживание одиночества как временного явления или одиночество как страх быть отвергнутым (избегание) не вписываются в этот конструкт.
Проверка валидности шкалы «Принадлежность группе» осуществлялась с помощью проверки ее взаимосвязи со шкалами опросника «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо и шкалой «Принадлежность» опросника «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» Э. Деси и Р. Райана (табл. 7).
Таблица 7
Корреляции между шкалой «Принадлежность группе» и шкалами из опросников: «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо, «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» Э. Деси и Р. Райана
|
Методики
|
Шкалы опросника
|
Принадлежность группе
|
|
Опросник «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо
|
Микрогрупповая идентичность
|
–
|
|
Групповая идентичность
|
–
|
|
Шкала «Принадлежность» опросника «Общая шкала удовлетворения базовых психологических потребностей» Э. Деси и Р. Райана
|
Принадлежность
|
0,703**
|
Примечание. ** – уровень значимости p ≤ 0,01.
Высокая корреляция между шкалой «Принадлежность» Э. Деси и Р. Райана, которую они по большей части понимали как взаимодействие с некоторым сообществом, и «Принадлежностью к группе» указывает на совпадение смыслов данных шкал. Удивило отсутствие взаимосвязи «Принадлежности группе» с «Микрогрупповой идентичностью» (идентификация с неформальными подгруппами в группе) и «Групповой идентичностью» (идентификация со структурой). Возможно, эти вопросы слишком узкие, затрагивающие непосредственно профессиональную область, тогда как «Принадлежность группе» отражает внутреннее чувство интеграции во что-то большее.
В целом, учитывая вычисленные корреляции, можно заключить, что шкала «Принадлежность-эксклюзия» прошла проверку на конструктную валидность как согласование с теорией поведения переменных.
Факторная валидность. Соответствие эмпирической структуры методики теоретической модели проверялось при помощи конфирматорного факторного анализа в системе AMOS 23 и эксплораторного факторного анализа в SPSS 23. Метрика латентных переменных задавалась через их дисперсии, которые приравнивались к 1. Для оценки пригодности моделей использовались критерии CFI
[1] и RMSEA
[2]. Модель считается адекватной, если
RMSEA < 0,06;
CFI > 0,95 [15].
Модель исходного опросника изображена на рис. 2. Однако при запуске расчетов несколько переменных (вопросы 8, 11, 15, 17, 21) оказались недоступными для классификации.
Рис. 2. Модель исходного опросника
Вопросы 8, 11 и 17 приходятся на шкалу «Принадлежность группе», из чего следует, что данная шкала не отражает точно свое содержание. К исключенным вопросам были отнесены следующие:
- Я являюсь частью нескольких сообществ.
- Про себя могу сказать, что у меня нет друзей.
- Всегда стараюсь понять, как вести себя в группе, чтобы не отличаться от других.
После их исключения шкала «Принадлежность группе» включила такие вопросы:
- Мне нравится знакомиться с новыми людьми.
- Если мне нужна будет помощь, мне всегда есть к кому обратиться.
- Стремясь быть частью группы, я всегда как будто нахожусь на ее периферии.
Оставшиеся вопросы характеризуют «Принадлежность группе» как потенциальную установку человека быть в обществе, а не фактические социальные контакты. Этим можно объяснить отсутствие корреляций со шкалами опросника «Идентификация работников в организации» В.А. Штроо.
После исключения пяти неопределенных вопросов получаем новую модель (рис. 3).
Рис. 3. Трехфакторная модель после исключения вопросов 8, 11, 15, 17, 21
Модель на рис. 3. оказалась доступной для вычислений: сравнительный индекс соответствия CFI = 0,819, корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA = 0,090. Однако эти данные выходят за пределы хорошей сходимости модели. Для нормализации модели мы решили воспользоваться стратегией, опубликованной в статье, посвященной адаптации опросника Э. Деси и Р. Райана [9], и включить такие факторы, как прямой и обратный вопрос. Добавление четвертого фактора показано на рис. 4.
Рис. 4. Трехфакторная модель с добавлением фактора Прямой/обратный вопрос
Модель на рис. 4. оказалась лучше: сравнительный индекс соответствия CFI = 0,928, корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA = 0,064. Однако любопытно, что теперь шкала «Принадлежность себе» имеет обратную зависимость к «Принадлежности группе» и «Принадлежности диаде». С учетом небольшого количества вопросов и прямой взаимосвязи шкал «Принадлежность группе» и «Принадлежность диаде» мы решили попробовать их объединить в один фактор (рис. 5).
Рис. 5. Двухфакторная модель потребности в принадлежности
Показатели сходимости модели немного ниже, чем у аналогичной трехфакторной: CFI = 0,817, корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA = 0,089. После добавления переменной Прямой/обратный вопрос получили модель на рис. 6.
Рис. 6. Двухфакторная модель с добавлением прямого/обратного вопроса
Как и во втором случае, связь между «Принадлежностью группе» и «Принадлежностью себе» отрицательная. Показатели соответствия модели немного ниже, чем во втором случае: CFI = 0,924, корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA = 0,064.
Сводная таблица показателей всех пяти моделей приведена в табл. 8.
Таблица 8
Показатели соответствия альтернативных моделей
|
Название модели
|
df
|
χ2, p
|
χ2/df
|
CFI
|
RMSEA
|
|
Модель на рис. 3
|
62
|
1061,00; p ≤ 0,001
|
17,1
|
0,819
|
0,090
|
|
Модель на рис. 4
|
49
|
445,943; p ≤ 0,001
|
9,10
|
0,928
|
0,064
|
|
Модель на рис. 5
|
64
|
1070,00; p ≤ 0,001
|
16,7
|
0,817
|
0,089
|
|
Модель на рис. 6
|
51
|
469,398; p ≤ 0,001
|
9,20
|
0,924
|
0,064
|
Примечание: df – число степеней свободы, CFI – сравнительный индекс соответствия, RMSEA – корень среднеквадратической ошибки аппроксимации (с 90%-м доверительным интервалом).
Модель на рис. 4 оказалась точнее всего, однако ее показатели несколько выходят за рекомендуемые пределы показателей хорошей сходимости модели. Так, получившийся сравнительный индекс соответствия CFI = 0,93 < 0,95, а корень среднеквадратической ошибки аппроксимации RMSEA = 0,064 > 0,06. Тем не менее данные показатели приближены к рекомендуемым, поэтому, хоть опросник и нуждается в доработке, он представляет собой вполне рабочий инструмент. Исправленный опросник с ключами приведен в Приложении.
Дифференциальная валидность
Дифференциальная валидность проходила с учетом удаленных вопросов на выборке из 1925 человек (1394 – женского пола и 558 – мужского) в возрасте от 11 до 74 лет (M = 28, SD = 11,7). Возрастные группы были выделены с опорой на психосоциальную модель развития психики Э. Эриксона [4]:
419 человек в возрасте до 20 лет (101 – мужского пола, 318 – женского);
628 человек в возрасте 20-25 лет (188 – мужского пола, 440 – женского);
410 человек в возрасте 26-35 лет (127 – мужского пола, 283 – женского);
361 человек в возрасте 36-45 лет (92 – мужского пола, 269 – женского);
122 человека в возрасте 46-66 лет (42 – мужского пола, 80 – женского);
12 человек в возрасте более 66 лет (8 – мужского пола, 4 – женского).
Распределение значений по полу и возрасту вычислялось для каждой шкалы отдельно. Многофакторный дисперсионный анализ показал, что в целом пол и возраст практически не оказывают статистически значимого влияния на удовлетворение потребности в принадлежности. Причем влияние возраста больше влияния пола и суммарного их влияния. Так, можно отметить, что возраст влияет на распределение удовлетворения потребности в принадлежности себе (F = 1,38; p ≤ 0,05). Изменение значений принадлежности себе в зависимости от возраста показано в табл. 9.
Таблица 9
Среднее значение показателей шкалы «Принадлежность себе»
|
Возраст, лет
|
M
|
SD
|
|
| |
|
до 20
|
28,76
|
5,68
|
|
|
20-25
|
30,58
|
5,17
|
|
|
26-35
|
29,95
|
5,72
|
|
|
36-45
|
29,48
|
5,65
|
|
|
> 46
|
30,16
|
5,35
|
|
До 20 лет принадлежность себе у мужчин и женщин является минимальной, достигает своего максимума в 20-25 лет, затем несколько снижается в промежутке 26-45 лет, а после – увеличивается. В 20-25 лет подростковый кризис остается позади, и человек формирует устойчивое чувство Я [2]. Временной промежуток 26-45 лет соответствует периоду создания семьи и заботы о детях. Более того, в этот период также происходит кризис взрослости, заключающийся в переосмыслении своих целей и ценностей [1]. К 46-50 годам люди обычно завершают выполнение родительской функции и становятся более свободными.
Для уточнения результатов MANOVA и определения значимости различий между возрастными группами для шкалы «Принадлежность себе» был использован post hoc анализ (наименьшая значимая разница Фишера – LSD, табл. 10).
Таблица 10
Вычисление различий между возрастными группами для шкалы «Принадлежность себе»
(post hoc анализ)
|
Возраст, лет
|
до 20
|
20-25
|
26-35
|
36-45
|
|
до 20
|
–
|
1,99**
|
|
|
|
20-25
|
–1,99**
|
–
|
–1,12*
|
–1,67**
|
|
26-35
|
|
1,12*
|
–
|
|
|
36-45
|
|
1,67**
|
|
–
|
|
> 46
|
|
|
|
|
Примечание: * – уровень значимости p ≤ 0,05; ** – уровень значимости p ≤ 0,01.
Возрастной промежуток 20-25 лет действительно выделяется среди остальных возрастных промежутков максимально высокими значениями принадлежности себе. Значения до 20 лет и после 25 лет остаются примерно одинаковыми: до 20 лет устойчивое переживание Я только формируется, поэтому чувство принадлежности себе выражено слабо. После 25 лет люди обычно связывают себя брачными и родительскими узами.
Заключение
Статья была посвящена созданию шкалы «Принадлежность-эксклюзия», в основе которой лежат исследования феноменологии потребности в принадлежности. На фокус-группе было обнаружено, что потребность в принадлежности включает потребность в принадлежности самому себе, потребность в принадлежности диаде и потребность в принадлежности группе. Три потребности были организованы как шкалы опросника «Принадлежность-эксклюзия». Проверки опросника на валидность, надежность и внутреннюю согласованность, детально описанные в данной статье, показали статистически значимые результаты практически во всех случаях: α Кронбаха составляет 0,849, что соответствует уровню хорошей внутренней согласованности; уровень значимости ретестовой надежности и конвергентной валидности для всех трех шкал – p ≤ 0,01. Корреляция с другими опросниками подтвердила содержательный аспект трех видов принадлежности. Так, «Принадлежность себе» связана с ощущением целостности, наполненности и смысла. «Принадлежность диаде» освещает глубокие психологические и духовные связи с другим. Шкала «Принадлежность группе» отражает потенциальную установку быть в обществе, что стало еще более очевидным после удаления четырех вопросов, раскрывающих фактические связи человека с группой. Проверка факторной валидности с помощью конфирматорного факторного анализа показала, что эмпирические данные объясняются теоретической моделью, однако показатели надежности несколько выходят за допустимый интервал. Дисперсионный анализ показал, что пол не оказывает влияния на шкалы принадлежности, тогда как возраст влияет только на шкалу «Принадлежность себе».
В целом можно заключить, что созданный опросник прошел все необходимые процедуры для проверки опросников и является хорошей промежуточной моделью потребности в принадлежности, однако нуждается в дополнительной доработке. Во-первых, следует решить, какой же смысл должен быть у шкалы «Принадлежность группе» – фактическая принадлежность или психологическая готовность быть частью чего-то большего. Во-вторых, необходимо увеличить внутреннюю согласованность шкал «Принадлежность группе» и «Принадлежность диаде». В-третьих, необходимо расширить выборку и охватить возрастную группу 66+. Наконец, результаты исследования были бы полнее с проверкой критериальной валидности и поиском взаимосвязи удовлетворения потребности в принадлежности с другими личностными показателями.
Приложение
Шкала «Принадлежность-эксклюзия»
Прочтите утверждения в поле «Утверждения» и выберите степень согласия с ними из перечисленных справа: «совершенно не согласен», «не согласен», «скорее не согласен», «затрудняюсь ответить», «скорее согласен», «согласен», «совершенно согласен».
|
Утверждения
|
Совершенно не согласен
|
Не согласен
|
Скорее не знаю
|
Затрудняюсь ответить
|
Скорее согласен
|
Согласен
|
Совершенно согласен
|
|
1. Я чувствую беспокойство, когда остаюсь в одиночестве
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2. Мне нравится знакомиться с новыми людьми
|
|
|
|
|
|
|
|
|
3. Когда-нибудь я обязательно найду себя
|
|
|
|
|
|
|
|
|
4. Меня тяготит одиночество
|
|
|
|
|
|
|
|
|
5. Во мне много противоречий
|
|
|
|
|
|
|
|
|
6. Могу сказать, что я нашел «своего» человека
|
|
|
|
|
|
|
|
|
7. Не люблю выходные и праздники. На них я всегда остаюсь один
|
|
|
|
|
|
|
|
|
8. Я чувствую себя «белой вороной»
|
|
|
|
|
|
|
|
|
9. Если мне нужна будет помощь, мне всегда есть к кому обратиться
|
|
|
|
|
|
|
|
|
10. Я чувствую внутреннюю пустоту
|
|
|
|
|
|
|
|
|
11. Я принадлежу к такому типу людей, которые пренебрегают мнением других
|
|
|
|
|
|
|
|
|
12. Мне интересно жить
|
|
|
|
|
|
|
|
|
13. Стремясь быть частью группы, я всегда как будто нахожусь на ее периферии
|
|
|
|
|
|
|
|
Ключи:
Принадлежность самому себе: 1R, 3R, 5R, 8R, 10R, 12.
Принадлежность группе: 2, 9, 13R.
Принадлежность диаде: 4R, 6, 7R, 11R.
Подсчет баллов:
Все баллы по шкалам складываются. В опроснике используются прямые и обратные (R) шкалы. Подсчет баллов в прямых шкалах:
|
Совершенно не согласен
|
Не согласен
|
Скорее не знаю
|
Затрудняюсь ответить
|
Скорее согласен
|
Согласен
|
Совершенно согласен
|
|
1
|
2
|
3
|
4
|
5
|
6
|
7
|
Подсчет баллов в обратных шкалах:
|
Совершенно не согласен
|
Не согласен
|
Скорее не знаю
|
Затрудняюсь ответить
|
Скорее согласен
|
Согласен
|
Совершенно согласен
|
|
7
|
6
|
5
|
4
|
3
|
2
|
1
|
[1] Сравнительный индекс соответствия (CFI) – указывает на соотношение нулевой модели (теоретической модели, в которой связи между переменными равны 0) с тестируемой моделью. Значения CFI находятся в промежутке от 0 до 1.
[2] Корень среднеквадратической ошибки аппроксимации (RMSEA) количественно определяет уровень несоответствия модели. Значения параметра колеблются от 0 до 1. Значения выше 0,10 указывают на серьезное несоответствие. Значения ниже 0,06 указывают на хорошее соответствие модели.
