Перейти к основному содержанию

Социальная психология и общество
2025. Том 16. № 1. С. 193–211
doi:10.17759/sps.2025160111
ISSN: 2221-1527 / 2311-7052 (online)

Адаптация шкалы реактивного сопротивления Мерца-Хонга на русскоязычной выборке

17

Ничко Н.В., Гуриева С.Д.

PDF (RUS)
GS
Информация
в Google Scholar
Метрики

Аннотация

Цель. Адаптация шкалы реактивного сопротивления Мерца–Хонга на русскоязычной выборке.
Контекст и актуальность. Мир уже не будет прежним, а мы не останемся такими, как были раньше. Пандемия и последствия экономического кризиса оказали мощный импульс к изменениям в российском обществе, функционировании организации, в привычном образе жизни людей. Теория реактивного сопротивления помогает объяснить эти изменения и реакции, рассматривая их как ответ на угрозу личной свободе со стороны внешнего воздействия. Изучение теории способствует разработке эффективных стратегий коммуникации и управления поведением в новых реалиях. Применение адаптированной версии шкалы реактивного сопротивления Мерца–Хонга позволит восполнить дефицит русскоязычных психометрических инструментов, предназначенных для теоретического и эмпирического изучения реактивного поведения, поможет лучше понять процессы психологического влияния и сопротивления.
Дизайн исследования. Исследование проводилось с помощью сервиса Online Test Pad в 2024 году.
Участники. В пилотажную выборку вошли 32 респондента, финальную выборку составили 218 респондентов: 61 мужчина (28%), 157 женщин (72%) из разных регионов Российской Федерации. Возраст – от 18 до 75 лет, M = 35,2, SD = 13,3; больше половины имеют высшее образование (64,8%).
Методы (инструменты). В качестве основы опросника использована модель реактивного сопротивления С.-М. Хонга. Выполнялась проверка связей с социально-демографическими показателями, внутренней согласованности, ретестовой надежности. Внутренняя согласованность оценивалась расчетом коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда, факторная структура – при помощи проведения конфирматорного факторного анализа, методом главных компонент с вращением varimax. Для обработки данных использовались SPSS 26.0 и Jamovi 2.6.2.
Результаты. Получена четырехфакторная структура шкалы, альфа Кронбаха = 0,812, ω Макдональда = 0,821. Ретестовая надежность спустя 4-5 недель (48 человек), r-Пирсона = 0,746 (p = 0,01). С помощью конфирматорного факторного анализа получена модель со следующими показателями: CFI 0,931; TLI 0,906; SRMR 0,053; RMSEA 0,059; нижняя 0,04, верхняя 0,078.
Основные выводы. Несмотря на множественную критику оригинальных шкал Мерца и Хонга, нами получена хорошая промежуточная модель, которую можно использовать как методический инструмент, однако в дальнейшем необходимы доработка и проверка ряда показателей на расширенной выборке.

Общая информация

Ключевые слова: реактивное сопротивление, шкала реактивного сопротивления, конструктивная валидность, тест-ретестовая надежность, внутренняя согласованность

Рубрика издания: Методический инструментарий

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/sps.2025160111

Получена: 27.12.2024

Принята в печать:

Для цитаты: Ничко Н.В., Гуриева С.Д. Адаптация шкалы реактивного сопротивления Мерца-Хонга на русскоязычной выборке // Социальная психология и общество. 2025. Том 16. № 1. С. 193–211. DOI: 10.17759/sps.2025160111

Полный текст

Введение

Социальная психология традиционно уделяет значительное внимание изучению феноменов влияния и противостояния влиянию. Однако новые вызовы, обусловленные пандемией COVID-19, поставили перед учеными и обществом вопросы, требующие глубокого анализа [Сариева, 2021].
Ограничительные меры и масштабные информационные кампании в сфере здравоохранения вызвали неоднозначную реакцию у различных групп населения [Байрамова, 2021]. С одной стороны, люди сталкивались с необходимостью соблюдения новых правил поведения, направленных на защиту здоровья. С другой стороны, возникли проблемы с восприятием этих мер, что иногда приводило к эффекту обратного воздействия – сопротивлению и отказу следовать рекомендациям. Одна из теорий, известная как теория реактивного сопротивления (The theory of psychological reactance), позволяет объяснить возникающее сопротивление с различных сторон: от особенностей ситуации воздействия, стимула, так и особенностей субъектов, на которых направлено влияние. Реактивное сопротивление – «это мотивационное состояние, представляющее собой ответ человека на угрозу потерять “свободу”» [Haidong, 2024].
Актуальность исследования обусловлена тем, что понимание механизмов сопротивления может способствовать разработке эффективных стратегий коммуникации [Sprengholz, 2023] и управления общественным поведением в условиях чрезвычайных ситуаций [Aguirre-Camacho, 2024]. Более того, изучение этого явления позволяет глубже понять психологические процессы, лежащие в основе принятия решений в ситуациях, когда индивидуальные свободы вступают в конфликт с коллективными интересами. В этом контексте исследование методик, рассматривающее особенности людей, представляет особенный интерес.
Все вышеназванное подтолкнуло нас к теории, которая получила значительное обсуждение на протяжении более чем 50 лет в зарубежной психологии, но на сегодняшний день остававшейся без должного освещения в отечественных исследованиях.
В зарубежных исследованиях теорию рассматривают с различных методологических позиций. Одним из направлений исследований стало рассмотрение реактивного сопротивления как личностной черты. Это привело к появлению множества опросных и других методов. Дополнительный импульс разработка теории и методов работы с сопротивлением получила во время пандемии COVID-19 [Díaz, 2022; Dillard, 2023; Plohl, 2023; Verpaalen, 2023].
Среди опросных методов стоит отметить «Опросник для измерения психологической реактивности» Дж. Мерца (J. Merz) («Ragebogen zur Messung der Psychologischen Reactanz», QMPR) [Merz, 1983]; Терапевтическую шкалу реактивного сопротивления Э.Т. Дауда, К.Р. Милна и С.Л. Уайза («The Therapeutic Reactance Scale: A Measure of Psychological Reactance», TRS) [Dowd, 1994; Dowd, 1991]; Зальцбургскую шкалу реактивного состояния («Salzburger State Reactance Scale», SSR Scale) [Sittenthaler, 2015].
В этой статье представлены обзор и адаптация одной из популярных шкал реактивного сопротивления, изначально разработанной Дж. Мерцем и позже адаптированной на нескольких выборках С.-М. Хонгом (S.-M. Hong).
В 1983 году Дж. Мерц разработал QMPR эмпирическим путем, представив 32 пункта для оценки 4-м профессиональным психологам. В результате было отобрано 26 пунктов, из которых в финальную версию вошли 18.
Проверка шкалы проходила на учащихся средних школ и вузов Германии (N = 898), использовалась 6-балльная шкала Лайкерта: «совсем не подходит (1) «…» полностью подходит (6)». Оценки показали высокую внутреннюю согласованность a Кронбаха = 0,90, ретестовое тестирование через 2-3 недели а = 0,86. Анализ методом главных компонент с использованием Варимакс показал, что на четырехфакторное решение приходится 53% от общей дисперсии. Проведенный факторный анализ показал, что реактивное сопротивление многомерно: исследователь обнаружил в итоге 3 фактора, лежащих в основе QMPR, однако данных о надежности каждого из факторов исследователем представлено не было [Ko, 2023].
В последующем ряд исследователей рассматривали факторную структуру и психометрическую стабильность опросника. Опросник Дж. Мерца перевели на английский язык и адаптировали сначала Р.К. Такер и П.У. Байерс (R.K. Tucker, P.Y. Byers) [Tucker, 1987], а затем С.-М. Хонг: «Hong psychological reactance scale» (HPRS). На сегодняшний день в литературе чаще представлены ссылки на исследования Хонга и коллег, несмотря на то, что исследования не выявили единую факторную структуру шкалы HPRS [Hong S.-M, 1989; Waris, 2020]. Также есть различия в использовании шкалы: исследователи в зависимости от цели и задач исследования используют не фиксированное количество пунктов, в диапазоне от 11 до 18 [Waris, 2020]. Возможная причина могла заключаться в использовании различных статистических методов, а также в разнице перевода. Например, показаны особенности перевода на шведский и финский язык в исследовании О. Варис (O. Waris) и коллег и то, как это отображается в показателях при анализе шкал [Waris, 2020]. Й. Стегликова (J. Stehlíková) и соавторы, сравнивая результаты и факторные модели, полученные на чешской, австралийской, американской, испанской выборках, выдвинули гипотезу о связи культуры и структуры реактивного сопротивления [Stehlíková, 2020].
Таким образом, шкала Мерца–Хонга (HPRS) требует дальнейших исследований с целью уточнения количества основных пунктов, входящих в нее.
Рассматривая различные модели, мы выдвинули гипотезу Г1: Шкала реактивного сопротивления, состоящая из 14 пунктов, покажет четырехфакторную структуру.
Т.О. Кулинкович и А.Ю. Кособуцкая, используя «Терапевтическую шкалу сопротивления», не обнаружили различий по полу в уровне реактивного сопротивления, однако отметили, что возрастная динамика реактивного сопротивления у мужчин проявляется сильнее, чем у женщин. Анализ половозрастных особенностей с периодизацией К. Уоллера показал, что более высокий уровень реактивного сопротивления наблюдается не только у лиц младше 25 лет, но и у испытуемых старше 55 лет [Кулинкович, 2013]. Хотя исследования показывают, что корреляции между терапевтической шкалой и шкалой Мерца–Хонга варьируются от 0,50 до 0,58 [Dillard, 2023; Verpaalen, 2023], П. Морейра (P. Moreira) и соавторы сообщили о высокой корреляции 0,89 между HPRS и TRS в анализе моделирования структурных уравнений на выборке подростков, но модель не показала приемлемые результаты [Moreira, 2019]. Несмотря на использование различных шкал, мы выдвинули гипотезу.
Г2: можно предположить, что существуют различия по полу в уровне реактивного сопротивления: у мужчин средний уровень реактивного сопротивления выше, чем у женщин.
 

Программа исследования

Выборка. В итоговую выборку вошли 218 человек, из которых 61 мужчина (28 %), 157 женщин (72%) из разных городов России (Санкт-Петербург, Москва, Новосибирск и другие города), несколько человек проживают за рубежом (Франция, Германия). Возраст – от 18 до 75 лет, M = 35,2; SD = 13,3; Me = 28; асимметрия –0,837, эксцесс –0,488. Среднее образование имеют 14 (6,4%) респондентов, среднее специальное – 24 (11%), неоконченное высшее – 25 (11,5%), высшее образование – 145 (66,5%), ученую степень – 10 (4,6%).
Из финальной выборки были убраны 7 респондентов с долгим и быстрым прохождением опросника (более 2 часов, менее 6 минут, среднее время заполнения опросников составляло 14 минут).
Инструментарий. В качестве теоретической и методологической основы опросника использована описательная модель реактивного сопротивления С.-М. Хонга [Hong S.-M, 1989]. Оригинальный опросник состоит из 14 утверждений (пунктов), которые разделены на 4 фактора: свобода выбора; поведенческая свобода; сопротивление советам и рекомендациям; нонконформизм.
Процедура. Для реализации поставленных задач и проверки гипотез проведено исследование из двух этапов. На первом этапе нами был осуществлен перевод шкалы реактивного сопротивления Мерца–Хонга на русский язык. Перевод, адаптация и валидация методики проводились в несколько этапов, c использованием современных международных рекомендаций и лучших практик [Coskun Benlidayi, 2024]. Перевод шкалы был осуществлен и согласован группой экспертов со степенью кандидата (3) психологических наук, магистра (2), доктора (1) психологических наук по специальности социальная психология, свободно владеющих английским языком, с уровнем С1 и выше. Эксперты были ознакомлены с содержанием и структурой шкалы Хонга. Процедура обратного перевода не проводилась, так как основное внимание было сфокусировано не на точном соответствии и подборе слов, а на соответствии смыслового содержания представленных шкал. Процедура заключалась в следующем – сначала эксперты переводили все пункты шкалы самостоятельно, независимо друг от друга, затем был согласован смысловой перевод, после чего устранялись возможные расхождения и трудности в понимании смысла пунктов. Выбранный нами подход связан с необходимостью обеспечения адекватного и синхронного понимания смысловых стимулов, с учетом специфики русского языка, носителей русского языка (Приложение 1).
Затем мы провели пилотажное исследование (N = 36 человек; M = 26,13 лет; SD = 4,24; мужчин – 21,1%; женщин – 78,9%, высшее образование имеют 65,8%), в котором респондентам были предоставлены вопросы для обратной связи. После этого из опросника один из вопросов был удален, три формулировки скорректированы.
Основное исследование проводилось онлайн с февраля по август 2024 года, опросная форма была сформирована при помощи сервиса Online Test Pad. Исследование проводилось анонимно: респонденты не сообщали свои контактные данные. Также респонденты были информированы о возможности выйти из опроса в любой момент.
Респондентам была предложена инструкция: «Оцените степень своего согласия с представленными ниже суждениями, используя пятибалльную шкалу». То есть использовалась 5-балльная шкала Лайкерта: «никогда (1), иногда (2), редко (3), в большинстве случаев (4), всегда (5)». Также была предусмотрена возможность отказа от ответа: «затрудняюсь ответить/отказываюсь» на вопросы опросника и социально-демографической анкеты. Ни один из вопросов не преодолел 5% барьера, что может говорить о ясности и корректности сформулированных вопросов. Отметим, что в других исследованиях использовались такие формулировки, как «Полностью не согласен (1) «…» полностью согласен (6)», «совсем нет (1) «…» абсолютно точно (5)» [Sprengholz, 2023; Verpaalen, 2023]. Переведенный опросник был дополнен социально-демографическим блоком вопросов: пол, возраст, уровень образования, населенный пункт проживания. Суммарный балл по шкале варьировался от 25 до 70 баллов.
Обработка данных. Для обработки результатов исследования были использованы программы SPSS Statistics 26.0 и Jamovi 2.6.2.
Валидация опросника основывалась на данных опроса и включала в себя проверку факторной структуры, проверку согласованности измерений и проверку текущей валидности опросника.
Конвергентная валидность опросника должна проверяться корреляционным анализом связи полученных с ее помощью результатов с результатами, полученными при применении аналогичных или близких методик. По причине того, что в настоящий момент в русскоязычной научной литературе отсутствуют методики, изучающие и измеряющие реактивное сопротивление, эта задача нами определена для дальнейших исследований.
Текущая валидность тестировалась при помощи корреляционного анализа связи между результатами двух измерений опросника на пилотажной и основной выборках.
Внутренняя согласованность (надежность) опросника С.-М. Хонга оценивалась расчетом коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда, факторная структура – при помощи конфирматорного факторного анализа основной и контрольной выборок исследования.
 

Результаты

Шкала реактивного сопротивления показала хорошую внутреннюю согласованность (a = 0,812, стандартизированная a = 0,818). Омега Макдональда = 0,821. Коэффициент r-Спирмена–Брауна (метод расщепления) = 0,797, коэффициент Гуттмана = 0,797. Повторное тестирование спустя 4-5 недель (48 человек), ретестовая надежность, коэффициент r-Пирсона, составила r = 0,746 (p = 0,01).
Проверка на нормальность: критерий сферичности Бартлетта равен 531,042 при p = 0,000 и мера адекватности выборки КМО = 0,796 показали приемлемые результаты для проведения факторного анализа. Проверка факторной структуры осуществлялась с помощью конфирматорного факторного анализа (КФА).
В начале КФА была проверена модель, которую предложил Хонг [Hong S.-M, 1989], однако она показала неудовлетворительные результаты (табл. 3, модель № 1): CFI = 0,822, TLI = 0,722, RMSEA = 0,088, SRMR = 0,068, то есть все показатели ниже необходимого уровня.
Поэтому мы обратились к анализу с помощью метода главных компонент (результаты представлены в табл. 1), вращение Варимакс, что позволило установить 4-факторную структуру, объясняющую 57,4% дисперсии.
Таблица 1
Результаты эксплораторного факторного анализа
 

Компонент

Значение

% дисперсии

Суммарный %

1

4,279

30,567

30,567

2

1,517

10,835

41,402

3

1,140

8,141

49,543

4

1,105

7,893

57,435
 
Примечание: метод извлечения факторов – метод главных компонент
 
Пункт шкалы 2 «Меня возбуждает вступление в противоречие с другими» показывал противоречивые значения по компонентам (Приложение 2). Скорее всего, это связано с некорректно выбранным переводом пункта. Мы решили проверить и сравнить модель с четырнадцатью пунктами (модель № 2) и тринадцатью, исключив пункт 2 (модель № 3). Результаты представлены в табл. 3. Визуализация представлена на рис. 1.
 
Рис. 1. Модель № 3: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию.
 
В табл. 2 представлены индексы модификации между пунктами шкалы (вопросами), превышающие 10.
 
Таблица 2
Индексы модификации между вопросами > 10

Индексы модификации

Формулировки вопросов

Q5 и Q7 (13,073)

Q5: «Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела»

Q7: «Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны»

Q11 и Q12 (12,875)

Q11: «Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня»

Q12: «Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания»
 
Можно предположить, что индексы модификации между вопросами 5 и 7, 11 и 12 могут объясняться данными, полученными в ходе коммуникативных исследований реактивного сопротивления. Например, подход, рассматривающий нарративные сообщения (повествовательные нарративы), которые представляют связанные события и персонажей, имеют структуру, представленность конкретного времени и места действия. В отличие от дидактического или объясняющего подхода нарративные сообщения вызывают меньшее сопротивление [Hong S.-M, 1989]. Возможные причины могут быть в том, что история завлекает в познавательный процесс, снижает способность негативного реагирования, обходя критическую оценку стимульного материала. Также показали эффективность ссылки на значимых других: «Когда ваши дети, внуки или друзья видят, как вы выбираете блюда, какие уроки они извлекают из этого? Подумайте о них, когда будете брать вторую порцию или сладкое» [Moreira, 2019]. Вполне возможно, что преподнесение кого-либо в качестве образца для подражания может восприниматься как влияние извне, восприниматься как совет, который вмешивается в личную сферу.
Итак, улучшение модели стало возможным с добавлением коррелятов (рис. 2) между пунктами шкалы, в табл. 3 представлена как модель № 4.
 
Таблица 3
Результаты конфирматорного факторного анализа моделей структуры опросника реактивного сопротивления (основная выборка, N = 218)

Модель

χ2

d f

p

CFI

TLI

RMSEA

90% CI

SRMR

Модель № 1 (по оригинальной модели)

191

71

0,001

0,822

0,772

0,088

0,073-0,103

0,068

Модель № 2 (14 пунктов)

142

67

0,001

0,890

0,850

0,071

0,055-0,087

0,060

Модель № 3 (13 пунктов)

117

59

0,001

0,910

0,881

0,0671

0,0491-0,0849

0,056

Модель № 4 (13 пунктов)

101

57

0,001

0,931

0,906

0,059

0,040-0,078

0,053
 
Примечание: CFI – сравнительный индекс согласия Бентлера; TLI – индекс Такера–Льюиса; RMSEA – корень среднеквадратичного остатка; CI – доверительный интервал; SRMR – стандартизованный корень среднеквадратичного остатка.
 
 
Рис. 2. Визуализация модифицированной модели: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию
 
Нами отмечается улучшение во всех метриках качества представленной модели № 4 (табл. 3): RMSEA упала с 0,067 до 0,062; SRMR незначительно, но упал с 0,056 до 0,053; CFI вырос с 0,910 до 0,931, а TLI – с 0,881 до 0,906. Все эти значения превосходят пороговые, что может говорить о хорошем качестве моделей.
В табл. 4 представлены описательные статистики, три фактора из четырех находятся в диапазоне от –1 до 1 по эксцессу и асимметрии, кроме фактора 2 «Нежелание подчиняться правилам и нормам», эксцесс которого составил 1,96.
 
Таблица 4
Описательные статистики факторов

Фактор

Среднее

Медиана

Мода

Стандартное отклонение

Эксцесс

Асимметрия

Эмоциональная реакция на ограничение выбора

11,17

11,00

11,00

2,50

0,09

–0,56

Нежелание подчиняться правилам и нормам

9,38

9,00

9,00

2,58

1,96*

0,83

Сопротивление советам и рекомендациям

9,38

9,00

9,00

2,00

–0,29

0,16

Противодействие внешнему влиянию

10,35

10,50

12,00

2,27

–0,63

–0,21

Общий балл реактивного сопротивления

3,28

3,28

3,07

0,58

0,42

0,20
 
 
 
 
 
Примечание: * – показатель, выходящий за пределы диапазона от –1 до 1 по эксцессу.
 
В табл. 5 представлена матрица корреляций между полученными факторами.
 
Таблица 5
Корреляции между факторами

Фактор

Общий балл

Эмо

ПиН

СиР

Эмо

0,761***

–

 

 

ПиН

0,754***

0,367***

–

 

СиР

0,834***

0,513***

0,594***

–

ВнВ

0,726***

0,473***

0,334***

0,533***
Примечание: Эмо – эмоциональная реакция на ограничение выбора; ПиН – нежелание подчиняться правилам и нормам; СиР – сопротивление советам и рекомендациям; ВнВ – противодействие внешнему влиянию; Общий балл – общий балл по шкале реактивного сопротивления; *** – p < 0,001 (односторонняя).
 
Таким образом, модель № 4 с такими показателями принята нами как приемлемая. Г1 подтвердилась частично. Шкала из 13 пунктов показала четырехфакторное решение с помощью анализа главных компонент и вращения Варимакс с нормализацией Кайзера. В конфирматорном факторном анализе шкала из 13 пунктов (убран пункт 2) показала четырехфакторную структуру.
Для выявления возможных связей между социально-демографическими показателями мы сравнили респондентов по полу, применив однофакторный дисперсионный анализ (ANOVA). Результат p = 0,013 (F = 6,30). Табл. 6 показывает, что у респондентов-женщин среднее значение реактивного сопротивления выше, чем у мужчин.
 
Таблица 6
Описательные статистики респондентов по полу (N = 218)

Описательные статистики

Женщины

Мужчины

N

157

61

M

3,350

3,131

SD

0,560

0,618

Дисперсия

0,314

0,382
Примечание: N – объем выборки; M – среднее значение; SD – стандартное отклонение.
 
Таким образом, Г2 не подтвердилась. Наоборот, у мужчин средние значения реактивного сопротивления оказались ниже, чем у женщин.
Мы также проверили связи реактивного сопротивления с уровнем образования и возрастом. Связи с уровнем образования выявлено не было. Множественные сравнения с помощью критерия Шеффе в разных возрастных группах показали статистически значимую разницу в уровне сопротивления только между группами 25-34 лет и 55-64 года (М = 3,428 и 2,851 соответственно), p = 0,012. Это отличается от данных, представленных Т.О. Кулинкович и А.Ю. Кособуцкой, которые показали, что у испытуемых младше 25 и старше 55 лет наблюдается более высокий уровень реактивного сопротивления [Кулинкович, 2013].
Проверка согласованности. Согласованность измерений опросника проверялась при помощи расчета коэффициентов альфа Кронбаха и омега Макдональда. В целом по опроснику α Кронбаха равняется 0,812 (стандартизированная a = 0,818). Омега Макдональда = 0,821. Показатели согласованности в целом и для разделенного на субшкалы опросника приведены в табл. 7.
 
Таблица 7
Показатели согласованности субшкал и шкалы

Субшкала

α Кронбаха

ω Макдональда

Эмоциональная реакция на ограничение выбора

0,742

0,756

Нежелание подчиняться правилам и нормам

0,688

0,689

Сопротивление советам и рекомендациям

0,425

0,452

Противодействие внешнему влиянию

0,420

0,433

Общий показатель по шкале

0,812

0,821
 

Обсуждение результатов

В нашем исследовании было показано, что четырехфакторная структура шкалы, заложенная авторами оригинальной методики, воспроизводится на русскоязычной выборке, однако есть особенности. Для ответов предлагалась шкала Лайкерта из 5 пунктов: «никогда (1), иногда (2), редко (3), в большинстве случаев (4), всегда (5)». Это отличается от предыдущих исследований, в которых использовались такие формулировки, как «Полностью не согласен (1) «…» полностью согласен (6)», «совсем нет (1) «…» абсолютно точно (5)». Статистика соответствия модели, в которой пункты объединялись по изначально предложенным факторам Хонга, не показала приемлемых результатов (табл. 3).
При осуществлении валидизации методики проверена внутренняя структура, ретестовая надежность шкалы Мерца–Хонга. Надежность шкалы в целом α Кронбаха составила 0,812, Омега Макдональда = 0,821. Коэффициент r-Спирмена–Брауна (метод расщепления) = 0,797, коэффициент Гуттмана = 0,797. Ретестовая надежность спустя 4-5 недель (48 человек), коэффициент r-Пирсона = 0,746 при p = 0,01. Не все показатели имеют достаточно хорошие результаты по надежности.
Проведенное исследование поставило перед нами некоторые вопросы. Шкала Мерца–Хонга критикуется рядом авторов за недостаточно высокие психометрические показатели. Стоит согласиться с некоторыми тезисами. Действительно, шкала нуждается в улучшениях. Следует в дальнейшем проверить гипотезу, как с течением времени и ряда факторов могло произойти смещение в показателях каждого респондента. В этом исследовании нам не удалось узнать факторы, которые могли быть связаны с изменением баллов в ретестовых замерах, то есть с течением времени.
Шкала не сбалансирована по негативным и позитивным формулировкам, нет данных о социальной желательности ответов. В дальнейшем мы планируем исправить эти ограничения и исследовать применение теории реактивного сопротивления в практической деятельности.
На сегодняшний день нет четкого понимания, как рассматривать реактивное сопротивление: как состояние, в котором пребывает человек, либо же как черту личности.
Факторный анализ также поставил ряд вопросов. С одной стороны, не лишено смысла объединить вопросы по их аффективной, когнитивной и поведенческой направленности. К примеру, поведенческий фактор: «Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот»; «Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот»; «Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня»; когнитивный: «Если мне что-то запрещают, то я думаю: “Это именно то, что я и сделаю”»; «Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела»; «Мысль зависимости от других меня тяготит».
Однако только 3 вопроса по такому принципу показали высокие корреляции. Мы так же протестировали модели по такому принципу, но показатели по всем 4 характеристикам (RMSEA, SRMR, CFI, TLI) не были удовлетворительными. Можно предположить, что объединение в факторы происходило по вопросам, включавшим все три выделенных аспекта – когнитивный, поведенческий и эмоциональный. Кроме фактора «Эмоциональная реакция на ограничение выбора», в котором все пункты относятся к эмоциональным проявлениям («Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения»; «Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны»; «Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора»). В дальнейшем стоит изменить формулировки, как минимум пункта 2 («Меня возбуждает вступление в противоречие с другими»), который был убран из финальной модели, хотя показатели и с этим пунктом приемлемые (Приложение 3). Скорее всего, это связано с некорректно выбранной формулировкой, которую следует проверить в дальнейшем. Мы предполагаем, что формулировка «Мне нравится противоречить окружающим» могла бы показать нагрузку на фактор «Сопротивление советам и рекомендациям».
Кроме этого, шкалу возможно дополнить несколькими пунктами из самого раннего перевода шкалы Дж. Мерца, предложенного К. Такером и П.У. Байерсом [Tucker, 1987].
Мы также не можем утверждать о полном соответствии переведенной и предложенной русскоязычной версии оригиналу, поскольку нами было выявлено, что из 14 пунктов шкалы осталось 13 пунктов, один из которых не вошел в финальную модель, что требует уточнения и объяснения в дальнейшем исследовании. В результате нами принято следующее решение – доработать пункт, который в оригинальной версии присутствует, но выпал в русскоязычной версии.
Внося вклад в эту малоизученную отечественными психологами область, мы надеемся на продолжение исследований конструкта реактивного сопротивления, его дифференциацию или соотнесение с существующими понятиями в отечественной теоретической традиции.
 

Выводы

  1. Русскоязычная версия шкалы реактивного сопротивления показала хорошую внутреннюю согласованность (a = 0,812, стандартизированная a = 0,818), омега Макдональда = 0,821. Ретестовая надежность, коэффициент r-Пирсона, r = 0,746 при p = 0,01.
  2. Гипотезы исследования подтвердились частично.
    • Наилучшее соответствие показала модель, состоящая из 13 пунктов шкалы, включающая 4 фактора.
    • Показатели реактивного сопротивления у женщин статистически значимо выше, чем у мужчин.
    • Выявлено, что уровень сопротивления в возрастной группе 25-34 выше, чем в группе 55-64 года, что соотносится с данными о наличии возрастных «пиков», однако отличается от данных других исследований.
 
Ограничения исследования
Исследование имеет ряд ограничений. Одним из них является выборка, на которой происходили проверки моделей, включающая преимущественно женщин (157 человек – 72%). Это замечание является особенно важным, учитывая обнаруженные различия между мужчинами и женщинами в уровне реактивного сопротивления. Большая часть выборки (50%) – жители крупных городов (Санкт-Петербурга, Москвы, Новосибирска, Екатеринбурга), имеющие высшее образование (66,5%).
Кроме этого, стоит отметить объем выборки N = 218, который может быть недостаточен с некоторых методологических позиций для проведения конфирматорного факторного анализа при большом количестве переменных.
Межфакторные корреляции ставят вопрос, можно ли их считать независимыми подшкалами? Ответ мог бы дать ценную информацию о составляющих шкалы, измеряющих реактивное сопротивление. Этот вопрос мы планируем исследовать в дальнейшем.
 
Приложение 1
Шкала реактивного сопротивления Мерца–Хонга
 
Здравствуйте, уважаемый участник! Этот опрос посвящен особенностям общения. Пожалуйста, оцените степень своего согласия с представленными ниже суждениями, используя пятибалльную шкалу:

1

2

3

4

5

Никогда

Редко

Иногда

В большинстве случаев

Всегда
 
Вашим ответом будет выбор одного из баллов шкалы: 1, 2, 3, 4 или 5. Отметьте выбранный балл.
Заранее благодарим за сотрудничество!
 

№

Вопрос

Никогда

Редко

Иногда

В большинстве случаев

Всегда

1

Правила вызывают у меня чувство сопротивления

1

2

3

4

5

2

Мне нравится противоречить окружающим[1]

1

2

3

4

5

3

Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»

1

2

3

4

5

4

Мысль зависимости от других меня тяготит

1

2

3

4

5

5

Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела

1

2

3

4

5

6

Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения

1

2

3

4

5

7

Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны

1

2

3

4

5

8

Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора

1

2

3

4

5

9

Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот

1

2

3

4

5

10

Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле

1

2

3

4

5

11

Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня

1

2

3

4

5

12

Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания

1

2

3

4

5

13

Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот

1

2

3

4

5

14

Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества

1

2

3

4

5
 
Ключ

Субшкала

Пункты

Нежелание подчиняться правилам и нормам

1, 3, 13, 14

Противостояние внешнему влиянию

4, 10, 11

Сопротивление советам и рекомендациям

5, 9, 12

Эмоциональная реакция на ограничение выбора

6, 7, 8
 
Приложение 2
Факторы и факторные нагрузки пунктов шкалы реактивного сопротивления

Фактор

Пункт шкалы

Факторная нагрузка

1

2

3

Эмоциональная реакция на ограничение выбора

6. Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения

0,798*

7. Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны

0,652*

8. Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора

0,699*

Нежелание подчиняться правилам и нормам

1. Правила вызывают у меня чувство сопротивления

0,548*

3. Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»

0,675*

13. Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот

0,444*

14. Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества

0,707*

Сопротивление советам и рекомендациям

5. Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела

0,484*

9. Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот

0,411*

12. Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания

0,622*

Противостояние внешнему влиянию

4. Мысль зависимости от других меня тяготит

0,356*

10. Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле

0,492*

11. Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня

0,417*

Исключенные пункты

2. Меня возбуждает вступление в противоречие с другими

 

* – p < 0,001.
 
Приложение 3
Оригинальные пункты и перевод шкалы
 

Оригинальный пункт

Субшкала

Перевод

Субшкала

1

2

3

4

1. Regulations trigger a sense of resistance in me

Factor 2: Conformity Reactance

1. Правила вызывают у меня чувство сопротивления

Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам

2. I find contradicting others stimulating

Factor 2: Conformity Reactance

2. Меня возбуждает вступление в противоречие с другими

–

3.When something is prohibited, I usually think ''that's exactly what I'm going to do."

Factor 2: Conformity Reactance

3. Если мне что-то запрещают, то я думаю: «Это именно то, что я и сделаю»

Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам

4. The thought of being dependent on others aggravates me

Factor 1: Freedom of Choice

4. Мысль зависимости от других меня тяготит

Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию

5. I consider advice from others to be an intrusion

Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations

5. Я воспринимаю чужие советы как вмешательство в мои дела

Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям

6. I become frustrated when I am unable to make free and independent decisions

Factor 1: Freedom of Choice

6. Я расстраиваюсь, когда не могу принимать свободные и независимые решения

Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора

7. It irritates me when someone points out things which are obvious to me

Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations

7. Меня раздражает, когда кто-то указывает на вещи, которые для меня очевидны

Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора

8. I become angry when my freedom of choice is restricted

Factor 1: Freedom of Choice

8. Я злюсь, когда ограничивают мою свободу выбора

Фактор 1: Эмоциональная реакция на ограничение выбора

9. Advice and recommendations induce me to do just the opposite

Factor 4: Reactance to Advice and Recommendations

9.Советы и рекомендации побуждают меня поступать наоборот

Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям

10. I am content only when I am acting of my own free will

Factor 1: Freedom of Choice

10. Я удовлетворен(а), только когда действую по собственной воле

Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию

11. I resist the attempts of others to influence me

Factor 3: Behavioural Freedom

11. Я сопротивляюсь чужим попыткам повлиять на меня

Фактор 4: Противостояние внешнему влиянию

12. It makes me angry when another person is held up as a model for me to follow

Factor 3: Behavioural Freedom

12. Меня злит, когда кого-то преподносят мне как образец для подражания

Фактор 3: Сопротивление советам и рекомендациям

13. When someone forces me to do something, I feel like doing the opposite

Factor 3: Behavioural Freedom

13. Когда кто-то заставляет меня что-то делать, мне хочется поступить наоборот

Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам

It disappoints me to see others submitting to society's standards and rules

Factor 3: Behavioural Freedom

14. Меня разочаровывает, когда я вижу, как другие подчиняются стандартам и правилам общества

Фактор 2: Нежелание подчиняться правилам и нормам
 
[Байрамова, 2021] Мы предлагаем заменить перевод пункта 2 на этот вариант для избежания неоднозначности понимания. При включении пункта в таком виде следует проверить факторную структуру, поэтому пункт не представлен в ключе.
 

Литература

  1. Байрамова Ю.В., Рагимова А.Г. Индивидуальные установки взрослого населения к протективному поведению в ситуации пандемии COVID-2019 // Социальная психология и общество. 2021. Том 12. № 2. С. 78– DOI:10.17759/sps.2021120205
  2. Кулинкович Т.О., Кособуцкая А.Ю. Реактивное сопротивление в служебных отношениях // Философия и социальные науки. 2013. № 3/4. С. 68–77.
  3. Сариева И.Р., Богатырева Н.И. Оправдание системы и поддержка ограничений, связанных с коронавирусом: роль доверия государству и веры в теории заговора // Социальная психология и общество. 2021. Том 12. № 3. С. 59–73. DOI:10.17759/sps.2021120305
  4. Aguirre-Camacho A. et al. Revisiting psychological reactance theory: relationship between psychological reactance and health-related attitudes/behaviors in the context of the COVID-19 pandemic // Current Psychology. 2024. Vol. 43. P. 35697–35708. DOI:10.1007/s12144-024-06810-y
  5. Coskun Benlidayi I., Gupta L. Translation and Cross-Cultural Adaptation: A Critical Step in Multi-National Survey Studies // J Korean Med Sci. 2024. Vol. 39(49): e336. DOI:10.3346/jkms.2024.39.e336
  6. De Las Cuevas C. et al. Psychological reactance in psychiatric patients: Examining the dimensionality and correlates of the Hong psychological reactance scale in a large clinical sample // Personality and Individual Differences. 2014. Vol. 70. P. 85–91. DOI:10.1016/j.paid.2014.06.027
  7. Díaz R., Cova F. Reactance, morality, and disgust: The relationship between affective dispositions and compliance with official health recommendations during the COVID-19 pandemic // Cognition & Emotion. 2022. Vol. 36. № P. 120–136. DOI:10.1080/02699931.2021.1941783
  8. Dillard J.P. et al. Persuasive messages, social norms, and reactance: A study of masking behavior during a COVID-19 campus health campaign // Health Communication. 2023. Vol. 38. № P. 1338–1348. DOI:10.1080/10410236.2021.2007579
  9. Dowd E.T. et al. Psychological reactance and its relationship to normal personality variables // Cognitive Therapy and Research. 1994. Vol. 18. № P. 601–612. DOI:10.1007/BF02355671
  10. Dowd E.T., Milne C.R., Wise S.L. The therapeutic reactance scale: A measure of psychological reactance // Journal of Counseling & Development. 1991. Vol. 69. P. 541–545. DOI:10.1002/j.1556-6676.1991.tb02638.x
  11. Haidong L. Psychological Reactance. In: The ECPH Encyclopedia of Psychology. Springer, Singapore. 2024. DOI:10.1007/978-981-99-6000-2_228-1
  12. Hong S.-M., Page S. A psychological reactance scale: Development, factor structure and reliability // Psychological Reports. 1989. Vol. 64. № P. 1323–1326. DOI:10.2466/pr0.1989.64.3c.1323
  13. Ko Y. et al. The persuasive effects of social media narrative PSAs on COVID-19 vaccination intention among unvaccinated young adults: the mediating role of empathy and psychological reactance // Journal of Social Marketing. 2023. Vol. 13. № P. 490–509. DOI:10.1108/JSOCM-09-2022-0185
  14. Merz J. Fragebogen zur Messung der psychologischen Reaktanz // Diagnostica. 1983. Vol. 29. № P. 75–82.
  15. Moreira P., Cunha D., Inman R.A. Addressing a Need for Valid Measures of Trait Reactance in Adolescents: A Further Test of the Hong Psychological Reactance Scale // Journal of Personality Assessment. 2019. Vol. 102. № P. 357–369. DOI:10.1080/00223891.2019.1585360
  16. Moyer-Gusé E., Nabi R.L. Explaining the effects of narrative in an entertainment television program: Overcoming resistance to persuasion // Human Communication Research. 2010. Vol. 36. № P. 26–52. DOI:10.1111/j.1468-2958.2009.01367.x
  17. Plohl N., Musil B. Trust in science moderates the effects of high/low threat communication on psychological reactance to COVID-19-related public health messages // Journal of Communication in Healthcare. 2023. Vol. 16. № P. 401–411. DOI:10.1080/17538068.2023.2279395
  18. Sittenthaler S. et al. Salzburger state reactance scale (SSR Scale): Validation of a Scale Measuring State Reactance // Zeitschrift für Psychologie. 2015. Vol. 223. № P. 257–266. DOI:10.1027/2151-2604/a000227
  19. Sprengholz P., Tannert S., Betsch C. Explaining Boomerang Effects in Persuasive Health Communication: How Psychological Reactance to Healthy Eating Messages Elevates Attention to Unhealthy Food // Journal of Health Communication. 2023. Vol. 28. № P. 384–390. DOI:10.1080/10810730.2023.2217098
  20. Stehlíková J. et al. Hong Psychological Reactance Scale: Factorial structure and measurement invariance of the Czech version // Československá psychologie. 2020. Vol. 64. № P. 656–667.
  21. Tucker R.K., Byers P.Y. Factorial validity of Merz's psychological reactance scale // Psychological Reports. 1987. Vol. 61. № P. 811–815.
  22. Verpaalen I.A.M. et al. Psychological reactance and vaccine uptake: a longitudinal study // Psychology & Health. 2023. P. 1–21. DOI:10.1080/08870446.2023.2190761
  23. Waris O. et al. The factorial structure of the Hong Psychological Reactance Scale in two Finnish samples // Nordic Psychology. 2020. Vol. 73. № P. 68–90. DOI:10.1080/19012276.2020.1800508
  24. Yost A.B., Finney S.J. Assessing the unidimensionality of trait reactance using a multifaceted model assessment approach // Journal of Personality Assessment. 2018. Vol. 100. № P. 186–196. DOI:10.1080/00223891.2017.1280044

Информация об авторах

Ничко Никита Владимирович, аспирант, факультет психологии, ФГБОУ ВО «Санкт-Петербургский государственный университет» (ФГБОУ ВО СПбГУ), Санкт-Петербург, Российская Федерация, ORCID: https://orcid.org/0009-0006-6637-9238, e-mail: nichko.n@yandex.ru

Гуриева Светлана Дзахотовна, доктор психологических наук, профессор, заведующая кафедрой социальной психологии, ФГБОУ ВО «Санкт-Петербургский государственный университет» (ФГБОУ ВО СПбГУ), Санкт-Петербург, Российская Федерация, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-4305-432X, e-mail: s.gurievasv@spbu.ru

Метрики

 Просмотров web

За все время: 108
В прошлом месяце: 12
В текущем месяце: 96

 Скачиваний PDF

За все время: 17
В прошлом месяце: 1
В текущем месяце: 16

 Всего

За все время: 125
В прошлом месяце: 13
В текущем месяце: 112

!
Портрет читателя
Пройти опрос