Ценностные ориентации в психологическом благополучии подростка: итоги структурного моделирования

Исследование направлено на выявление вклада ценностных ориентаций в психологическое благополучие у старших подростков. Методом структурного моделирования (SEM) проверялись гипотезы о взаимоотношениях субъективного благополучия, различных личностных характеристик и ценностных ориентаций. В исследовании приняли участие 2647 обучающихся профессиональных образовательных организаций в возрасте от 16 до 19 лет (средний возраст=17±1 лет, медиана=17 лет), из которых 734 человека (28%) женского пола, 1913 – мужского. Субъективное благополучие измерялось с помощью методик «Индекс хорошего самочувствия» (WHO-5 Well-Being Index) и «Шкала психологического благополучия» К. Рифф. Для оценки личностных характеристик выбраны тест жизнестойкости С. Мадди, опросник социального интеллекта Tromsø и опросник склонности к агрессии Басса-Перри BPAQ. Для изучения ценностных ориентаций использовалась методика Ш. Шварца. Результаты моделирования показывают, что содержание и соотношение ценностных ориентаций не только не вносят вклад в субъективное благополучие, но и являются «лишним» компонентом. Наилучшая модель (TLI=0,90; SRMR=0,04; GFI=0,95; RMSEA=0,05) показывает, что основной вклад в субъективное благополучие человека вносит степень соответствия ценностных ориентаций индивида и референтной группы (в стране, окружении и т.д.): если представления о том, какие должны быть ценностные ориентации, совпадают с теми, которые имеет сам человек, то его субъективное благополучие повышается.

Введение

Предположение о том, что ценностные ориентации (ЦО), представляющие собой выражение основных жизненных принципов человека и определяющие детерминанту его поведения, тесно связаны с субъективным благополучием, многими исследователями считается логичным и обоснованным [6; 7; 8; 11; 12; 14; 15]. Однако при ближайшем рассмотрении оказывается, что связи эти слабы и практически не выражены. Обзор зарубежных исследований показывает, что связи различных показателей субъективного благополучия (удовлетворенность жизнью, позитивный/негативный аффект и т.д.) с ЦО, полученными по методике Ш. Шварца, довольно малы: в основном лежат в диапазоне от 0,08 до 0,15, а величины более 0,30 встречаются крайне редко [15]. При этом для одних и тех же величин корреляция иногда имеет противоположный знак. Например, для связи ЦО «Власть» с удовлетворенностью жизнью получена положительная корреляция для израильских студентов по бизнесу (0,27) и отрицательная – для израильских студентов-психологов (-0,26). Для связи ЦО «Достижения» с удовлетворенностью жизнью получены положительные корреляции для американских и иранских студентов (0,13 и 0,34 соответственно), но отрицательные – для турецких студентов (-0,07) и для большой выборки европейских стран (-0,11). Иногда встречаются и более обнадеживающие результаты. Так, в работе [12] получены умеренные связи между эвдемонистическим благополучием и ЦО (от 0,37 до 0,49), но слабые (не выше 0,24) – с удовлетворенностью жизнью [12].

Аналогичные результаты получены и на российских выборках. Так, в исследовании Е.О. Смолевой и М.В. Морева [8] хотя и утверждается, что «население с разным уровнем субъективного благополучия отличается по отношению к ценностям развития и свободы, самоутверждения, достижению счастья другими людьми, наличию жизненного предназначения» [8], убедительных оснований для такого утверждения не приведено. Рейтинги ценностей (методика М. Рокича) для группы счастливых и несчастливых респондентов практически совпадают [см. [8], табл. 7 и 8, стр. 117–118]: корреляция по терминальным ценностям rs=0,75, по инструментальным ценностям rs=0,92. Сами авторы согласны с этим: «Несмотря на различие в самооценке жизни по критерию “счастье”, население Вологодской области отдает приоритет одним и тем же ценностям…» [8]. В исследовании С.В. Персиянцевой [7] получены некоторые статистически значимые различия по ЦО на уровне нормативных идеалов (методика Ш. Шварца), но при этом рейтинги ценностей для групп с низким и высоким уровнем психологического благополучия опять совпадают (rs=0,81). Рейтинг ЦО для группы с низким уровнем психологического благополучия ниже по всем десяти типам ценностей [7]. Данные по ЦО на уровне индивидуальных приоритетов не приведены.

Таким образом, возможно, что ЦО вносят какой-то вклад в субъективное благополучие человека, но каким образом и каков этот вклад, еще предстоит выяснить. Продуктивной представляется идея о том, что вклад ЦО является не прямым, а опосредованным (например, он может быть опосредован какими-либо психологическими характеристиками [12]). Второй гипотезой, которую следует проверить, является гипотеза о том, что не столько ЦО влияют на уровень субъективного благополучия, сколько совпадение ЦО индивида и ЦО его окружения (страны проживания, референтной группы и т.д. [13]). Для проверки этих гипотез предлагается использовать метод структурного моделирования, который позволит проверить различные гипотезы о взаимоотношениях субъективного благополучия, различных личностных характеристик и ЦО.

Метод

Участники исследования. В исследовании приняли участие 2647 подростков (обучающиеся профессиональных образовательных организаций) в возрасте от 16 до 19 лет (средний возраст=17±1 лет, медиана=17 лет), из которых 734 человека (28%) женского пола, 1913 – мужского.

Методики. Для измерения субъективного благополучия использовались две методики: «Индекс хорошего самочувствия» (WHO-5 Well-Being Index) [5] и «Шкала психологического благополучия» К. Рифф [10]. В качестве личностных характеристик, которые могут быть связаны с уровнем субъективного благополучия, были выбраны жизнестойкость (тест жизнестойкости С. Мадди [4]), социальный интеллект (опросник социального интеллекта Tromsø [9]) и агрессия (опросник склонности к агрессии Басса-Перри BPAQ [2]). Для изучения ценностных ориентаций использовалась методика Ш. Шварца [3]. Все ценности (как для уровня нормативных идеалов, так и для уровня индивидуальных приоритетов) были ранжированы для каждого участника исследования от 1 до 10. Ценности с наибольшим баллом присваивался ранг 1, ценности с наименьшим баллом – ранг 10. Ранг от 1 до 3, полученный соответствующими типами ценностей, характеризует их высокую значимость для испытуемого. Ранг от 7 до 10 свидетельствует о низкой значимости соответствующих ценностей [3].

Статистический анализ. Проверка пригодности теоретической модели, то есть уровня ее соответствия наблюдаемым в определенном исследовании данным, определялась с помощью структурного моделирования (SEM) в пакете IBM SPSS Amos.

Результаты и обсуждение

Для проверки различных гипотез о взаимоотношениях субъективного благополучия, различных личностных характеристик и ЦО были выбраны несколько моделей, схематически представленные на рис. 1. Переменные «Личностные характеристики», «Ценностные ориентации» и «Субъективное благополучие» являются латентными. Латентная переменная «Субъективное благополучие» выражается через наблюдаемые (явные) переменные: индекс хорошего самочувствия (одна шкала) и Шкалу психологического благополучия К. Рифф (6 субшкал, представляющих отдельные составляющие психологического благополучия). Латентная переменная «Личностные характеристики» выражается через наблюдаемые переменные «жизнестойкость», «социальный интеллект» и «агрессия», имеющие по одной шкале. Латентная переменная «Ценностные ориентации» выражается через ценностные ориентации, измеренные по методике Ш. Шварца (всего 20 показателей). Модель 1 (рис. 1а) является базовой: она не предполагает никакого влияния ЦО на уровень благополучия человека, а констатирует тот факт, что некоторые личностные характеристики тесно связаны с психологическим благополучием. При проверке соответствия модели данным использовался метод максимального правдоподобия, так как он является одним из самых широко используемых и асимптотически эффективен (то есть по мере увеличения размера выборки оценки сходятся к истинным значениям). Асимптотическая эффективность означает, что для больших выборок этот метод дает наиболее точные оценки, что как раз подходит для используемой большой выборки (N>2000). Результаты моделирования показали, что Модель 1 достаточно хорошо описывает данные (см. таблицу): SRMR=0,06; GFI=0,93; TLI=0,88. Единственными показателями, которые указывают на расхождение модели с данными, являются RMSEA=0,11 (>0,05) и CMIN/df=103,7. Возможно, в данном случае показатель CMIN/df нельзя считать подходящим индексом соответствия, так как он хотя и компенсирует некоторым образом зависимость от объема выборки, все же зависит от него. Например, при оценке той же модели на первой N=1000 респондентов CMIN/df=11,4, что на порядок лучше. Дополнительные связи между ошибками переменных, характеризующих субъективное благополучие, были добавлены в Модель 1, чтобы улучшить ее соответствие. Эти же связи сохранялись для всех последующих, более сложных, моделей. Они представлены на рис. 2.

Рис. 1. Схемы возможных взаимосвязей между субъективным благополучием, личностными чертами и ценностными ориентациями подростков

Далее в базовую модель добавлялись ЦО в качестве базы, которая определяет основную жизненную позицию и, преломляясь через личностные черты, косвенно влияет на уровень благополучия (модель 2, рис. 1б). Использовались все десять ЦО на двух уровнях (уровне индивидуальных приоритетов и уровне нормативных идеалов), то есть двадцать показателей. Несмотря на то, что показатель RMSEA улучшается (см. таблицу), все остальные показатели соответствия ухудшаются и показывают полное расхождение модели с данными, что говорит об отсутствии оснований рассматривать ЦО как важный компонент благополучия личности. Еще одно предположение – об опосредующей роли ЦО при влиянии личностных характеристик на уровень субъективного благополучия – проверялось в Модели 3 (рис. 1в) и также не нашло подтверждения (см. таблицу). Модель 3 оказывается еще хуже, чем Модель 2.

Таким образом, результаты моделирования показывают, что содержание и соотношение ЦО не только не вносят вклад в субъективное благополучие, но и являются «лишним» компонентом, что согласуется с результатами, полученными другими исследователями [7; 8; 15], о слабых связях между ЦО и благополучием, а также об одинаковых рейтингах ЦО у благополучных и неблагополучных людей.

Последней гипотезой, которая проверялась в исследовании, была гипотеза о возможной роли в благополучии личности «когерентности» ЦО на различных уровнях – уровне нормативных идеалов и уровне индивидуальных приоритетов. Так, в исследовании [13] на примере 29 стран показано, что субъективное благополучие выше у тех людей, чьи ЦО совпадают с жителями их страны или региона; в работе [1] получено, что расхождения рангов ценностей уровней нормативных идеалов и индивидуальных приоритетов существенно больше в группе респондентов с факторами социально-психологической дезадаптации. Действительно, при введении в Модель 1 вместо ЦО показателей различия между ЦО на двух уровнях ситуация изменилась (см. таблицу, Модель 4): все показатели соответствия резко улучшились и стали даже лучше, чем для Модели 1 (TLI=0,90; SRMR=0,04; GFI=0,95; RMSEA=0,05). Единственным показателем, который свидетельствует о недостаточном соответствии, является CMIN/df=8,5. Вместе с тем его большая величина (>5) объясняется большим размером выборки (N=2647). Оценка той же модели на первой N=1000 респондентов дает CMIN/df=3,9, что является удовлетворительным соответствием.

Таблица. Показатели соответствия для различных моделей взаимосвязей между субъективным благополучием, личностными чертами и ценностными ориентациями подростков (N=2647)

Модель 4 со всеми переменными и стандартизированными весами представлена на рис. 2. При этом следует отметить, что показатель AIC ниже для Модели 4, чем для Моделей 2 и 3, но выше, чем для Модели 1. Увеличение AIC в данном случае просто отражает тот факт, что Модель 4 сложнее, чем Модель 1, так как эти показатели не только показывают соответствие модели данным, но и увеличиваются с увеличением числа параметров.

Таким образом, наше исследование показывает, что не сами по себе ЦО имеют значение для благополучия человека, а только степень их соответствия с ЦО, принятыми в референтной группе (стране, окружении и т.д.). При этом следует иметь в виду, что ЦО группы (уровень нормативных идеалов) оценивается самим человеком и, в принципе, может не совпадать с действительностью. Но если представления о том, какие должны быть ЦО, совпадают с теми, которые имеет сам человек, то его субъективное благополучие повышается. Об этом свидетельствует отрицательный вес связи между ЦО и личностными характеристиками (-0,28).

Рис. 2. Наилучшая модель взаимосвязей между субъективным благополучием, личностными чертами и различиями в ценностных ориентациях подростков на уровнях нормативных идеалов и индивидуальных приоритетов

В литературе имеются сведения об опосредующей роли личностных черт при влиянии ЦО на благополучие [12], что на первый взгляд противоречит полученным нами результатам. Однако в работе [12] использовались личностные черты (Большая пятерка, Big5), которые также хорошо коррелируют с показателями благополучия (до 0,52). При этом не проводилось сравнения моделей, включающих ЦО и личностные черты, с моделями, включающими только личностные черты. Вполне возможно, что и в этом случае введение ЦО не привело бы к улучшению модели.

Заключение

Предположение о том, что ЦО тесно связаны с субъективным благополучием, о чем часто упоминается в литературе как о само собой разумеющемся, не получило подтверждение. Результаты показывают, что роль ЦО в благополучии подростков переоценена. Единственное, что вносит некоторый (не очень большой) вклад в благополучие личности, – это расхождение представлений о том, какие должны быть ЦО, с теми, которые имеет сам человек. Чем выше это расхождение, тем ниже уровень субъективного благополучия. В качестве перспектив исследования можно указать проверку полученных результатов на взрослых выборках (когда ЦО уже сформированы и не столь мобильны, как в подростковом возрасте) и использование других личностных характеристик или личностных черт в качестве предикторов субъективного благополучия.

1. Баева И.А., Ульянина О.А., Вихристюк О.В., Гаязова Л.А., Радчикова Н.П., Файзуллина К.А. Факторы социально-психологической дезадаптации и ценностные ориентации подростков и молодежи // Известия РГПУ им. А.И. Герцена. 2022. № 206. С. 228–242. DOI:10.33910/1992-6464-2022-206-228-242
2. Ениколопов С.Н., Цибульский Н.П. Психометрический анализ русскоязычной версии опросника диагностики агрессии А. Басса и М. Перри // Психологический журнал. 2007. № 1. С. 115–124.
3. Карандашев В.Н. Методика Шварца для изучения ценностей личности: концепция и методическое руководство. СПб.: Речь, 2004. 70 с.
4. Леонтьев Д.А., Рассказова Е.И. Тест жизнестойкости. М.: Смысл, 2006. 63 с.
5. Методические рекомендации для педагогов-психологов образовательных организаций по диагностике факторов риска развития кризисных состояний с суицидальными тенденциями у обучающихся 7-11 классов / Под ред. О.В. Вихристюк. М.: ФГБОУ ВО МГППУ, 2017. 58 с.
6. Одинцова М.А., Лубовский Д.В., Гусарова Е.С., Иванова П.А. Профили жизнестойкости подростков (на примере подростков с врожденной, приобретенной инвалидностью и здоровых сверстников) [Электронный ресурс] // Клиническая и специальная психология. 2022. Том 11. № 3. С. 181–204. DOI:10.17759/cpse.2022110308
7. Персиянцева С.В. Психологическое благополучие и ценностные ориентации в структуре личностного потенциала российской молодежи // Герценовские чтения: психологические исследования в образовании. 2022. Вып. 5. С. 321–328. DOI:10.33910/herzenpsyconf-2022-5-41
8. Смолева Е.О., Морев М.В. Качество жизни и ценностные ориентации населения региона // Проблемы развития территории. 2015. № 6(80). С. 108–126.
9. Шевелев В.В. Психометрическое обоснование опросника «Шкала социального интеллекта Тромсо» (“The Tromso Social Intelligence Scale”, TSIS) на выборке городских подростков // Научное мнение: научный журнал. 2016. № 16. С. 144–156.
10. Шевеленкова Т.Д., Фесенко Т.П. Психологическое благополучие личности // Психологическая диагностика. 2005. № 3. С. 95–121.
11. Bojanowska A., Kaczmarek Ł.D. How Healthy and Unhealthy Values Predict Hedonic and Eudaimonic Well-Being: Dissecting Value-Related Beliefs and Behaviours // Journal of Happiness Studies. 2022. № 23. Р. 211–231. DOI:10.1007/s10902-021-00396-z
12. Bojanowska A., Urba´nska B. Individual values and well-being: The moderating role of personality traits // International Journal of Psychology. 2021. Vol. 56. No. 5. P. 698–709. DOI:10.1002/ijop.12751
13. Hanel P.H.P., Wolfradt U., Wolf L.J., Coelho G.L. de H., Maio G.R. Well-being as a function of person-country fit in human values // Nature Communications. 2020. № 11. P. 5150. DOI:10.1038/s41467-020-18831-9
14. Sagiv L., Roccas S., Oppenheim-Weller S. Values and Well-Being // In book: Positive Psychology in Practice. 2015. DOI:10.1002/9781118996874.ch7
15. Schwartz S.H., Sortheix F.M. Values and subjective well-being / In E. Diener, S. Oishi, L. Tay (Eds.). // Handbook of well-being. Salt Lake City, UT: DEF Publishers, 2018. DOI:nobascholar.com