Надежность теста жизнестойкости

Выборка апробации включала в себя 81 человека (39 муж­чин и 42 женщины, средний возраст составлял 32, 0+8, 82 года). Пункты третьей версии опросника коррелируют (по Спирмену) между собой на уровне значимости р< 0, 05.

 

Показатели мужчин и женщин могут значимо различаться в зависимости от профессии. Так, у женщин-менеджеров жиз­нестойкость значимо ниже, чем у мужчин-менеджеров, тог­да как женщины-психологи демонстрируют значимо более высокую жизнестойкость, чем мужчины-психологи.

Для проверки надежности—устойчивости через 3 недели после исследования был проведен ретест 51 человека из вы­борки апробации (28 мужчин и 23 женщины, средний воз­раст 33 года). Показатели ретестовой надежности по шкале жизнестойкости в целом и по отдельным субшкалам соста­вили от 0, 79 до 0, 90 (табл. 4). Все значения высоко значимы.

Таблица 4. Ретестовая надежность по жизнестойкости и шкалам второй версии опросника (N=51)

Показатели	R Спирмена	t(N-2)
Жизнестойкость	0, 897576****	14, 25175
Вовлеченность	0, 796801****	9, 23077
Контроль	0, 880526****	13, 00358
Принятие риска	0, 801043****	9, 36727

**** р< 0, 00001

Показатели надежности—согласованноститретъей вер­сии опросника по критерию Кронбаха для общего показа­теля жизнестойкости и компонентов вовлеченности и контроля превышают соответствующие показатели в анг­лоязычной версии, а по компоненту принятия риска — со­ответствуют им (табл. 5).

Таблица 5. Коэффициенты альфа Кронбаха по шкале жизнестойкости и субшкалам (N=81 в русской версии)

Показатели	PVS III-R	Русская версия
Жизнестойкость	0, 80-0, 88	0, 9184
Вовлеченность	0, 70-0, 75	0, 8458
Контроль	0, 61-0, 84	0, 8692
Принятие риска	0, 60-0, 71	0, 6944

 

Внешняя (конструктная) валидность теста

Все шкалы опросника жизнестойкости и общий пока­затель значимо (р< 0, 001) коррелируют с чувством связнос­ти (Antonovsky, 1984, 1985; Осин, в печати) (табл. 6), с общим показателем и пятью субшкалами Теста смысложизненных ориентации Д.А.Леонтьева (2000) (табл. 7).

Таблица 6. Корреляция жизнестойкости и связности

по Спирмену (N=81)

	Жизне­стойкость	Вовлечен­ность	Контроль	Принятие риска
Связность	0, 73***	0, 67***	0, 68***	0, 56***

*** р< 0, 001

Аналогичные результаты были получены в исследовании С.А. Богомаза и Т. Е. Левицкой (в печати) в г. Томске. По их данным, коэффициент корреляции жизнестойкости с раз­ными шкалами СЖО составляет г=0, 40—0, 55. Помимо это­го, жизнестойкость положительно коррелировала с индексом целеустремленности, вычисляемым с помощью методики Р. Эммонса (г=0, 451; р=0, 003). Слабая положи­тельная корреляционная связь была выявлена также между жизнестойкостью респондентов и индексом связности их устремлений (г=0, 317; р=0, 046).

Как осмысленность жизни, так и чувство связности яв­ляются наиболее близкими жизнестойкости понятиями: они оба предполагают наличие у человека системы диспо­зиций (убеждений), дающих ему внутреннюю опору и по­зволяющих противостоять стрессорам и напряжению.

От осмысленности жизни и чувства связности жизне­стойкость отличает непосредственная направленность на действие. Поэтому другим понятием, близким концепции жизнестойкости, является ориентация на действие/состо­яние в концепции контроля за действием Ю. Куля (см.: Ае/с-хаузен, 2003; Шапкин, 1997). Контроль за действием, также как и жизнестойкость, отражает готовность человека дей­ствовать тем или иным образом (переживая происходящее или активно решая задачу). Сравнение результатов теста жизнестойкости с данными опросника контроля за дей­ствием, адаптированного С.А. Шапкиным (1997) и вклю­чающего три шкалы (ориентация на действие/состояние при планировании, реализации и неудаче), показало, что все шкалы опросника жизнестойкости значимо положи­тельно коррелируют с ориентацией на действие при при­нятии решения по Ю. Кулю (табл. 8). С ориентацией на действие в ситуации неудачи положительно коррелируют все субшкалы, кроме вовлеченности.

Таблица 8. Корреляция жизнестойкости и контроля за действием по Спирмену (N=81)

	Ориентация на действие в ситуации неудачи	Ориентация на действие при принятии решения	Ориентация на действие при реализации
Вовлеченность	0, 32*	0, 56**	-0, 10
Контроль	0, 42**	0, 63**	-0, 03
Принятие риска	0, 44**	0, 45**	-0, 15
Жизнестойкость	0, 41**	0, 65**	-0, 10

р< 0, 05; ** р< 0, 01

Структура теста жизнестойкости3

При проведении факторного анализа использовалась вы­борка из 166 испытуемых (70 мужчин и 96 женщин, средний

3 Авторы благодарят канд. психол. наук О.В. Митину за кон­сультации и помощь в обработке данных.

возраст 34, 86± 10, 31 лет), что позволило приблизить распре­деления по отдельным пунктам опросника к нормальному.

По результатам обычно применяющегося в таких случа­ях эксплораторного факторного анализа (ЭФА) было выде­лено 12 факторов с собственными значениями > 1, 0, объясняющих 62, 48 % дисперсии. Визуальный анализ кри­вой собственных значений факторов свидетельствует об оптимальности пятифакторного решения, объясняющего 43, 37 % дисперсии. Качественный анализ полученного фак­торного решения после вращения Varimax normalized и после косоугольного вращения свидетельствует о наличии сход­ства между выделенными факторами и теоретически обо­снованными шкалами, однако процент объясняемой дисперсии довольно мал.

Поскольку в случае исследования личностных перемен­ных данные самоотчетов и поведения неминуемо иска­жаются многочисленными другими ситуационными и личностными переменными, мы предположили, что неудов­летворительные результаты ЭФА связаны именно с такими искажениями (в процедуре ЭФА предусматривается мини­мизация ошибки, то есть учет всех возможных влияний на переменные). Поэтому мы использовали процедуру кон-фирматорного факторного анализа (КФА), который позво­ляет оценить применимость имеющейся модели по отношению к имеющимся данным. В процедуре КФА за­ложена некоторая величина ошибки, которую необходимо оценить, что позволяет учесть влияние «побочных» пере­менных на модель.

Основными показателями в структурном моделировании (Митина, 2005) являются частное %-квадрат и число степе­ней свободы, которое не должно превышать 3, относитель­ный индекс соответствия данных модели (Comparative Fit Index, CFI), который должен быть больше 0, 90, и ошибка аппроксимации (Root Mean-Square Error of Approximation, RMSEA), не превышающая в оптимальном случае 0, 05. В нашем случае показатель %-квадрат, деленный на число степеней свободы, составил 2, 81, тогда как CFl=0, 904, a RMSEA=0, 036. Иными словами, КФА подтвердил адекватность трехфакторной модели полученным данным и соот­ветствие каждого из 45 пунктов той шкале, к которой он был отнесен при разработке опросника. Приведенные по­казатели позволяют утверждать, что модель объясняет бо­лее 90 % дисперсии данных.

Проверка социальной желательности теста

Для проверки социальной желательности 64 испытуе­мым (30 женщин и 34 мужчины, средний возраст 29± 12 лет) было предложено сначала ответить на опросник искренне, а затем попытаться «обмануть» его и получить максималь­ные баллы. Для этого в начале и конце батареи, состоящей из 5 тестов, предлагался тест жизнестойкости со следующи­ми инструкциями.

1. При первом заполнении испытуемым предъявлялась «глухая» инструкция:

Ответьте, пожалуйста, на следующие вопросы, отмечая галочкой тот ответ, который наилучшим образом отража­ет Ваше мнение.

2. При втором предъявлении инструкция изменялась следующим образом:

Представьте, что Вы хотите произвести самое благопри­ятное впечатление о себе (например, устраиваетесь на очень важную для Вас работу). Ответьте, пожалуйста, еще раз на вопросы первой методики, отмечая галочкой свой ответ.

Затем сопоставлялись искренние и «социально желатель­ные» ответы испытуемых. Хотя по критерию Уилкоксона эти два ряда данных значимо различались, большая часть пунк­тов значимо попарно коррелировала по Спирмену. Это по­зволило нам предположить согласованность изменений социально желательных ответов по сравнению с искренни­ми. Мы отобрали те пункты, у которых попарная корреля­ция социально желательных и искренних ответов была значимой (р< 0, 05), и получили опросник, состоящий из 38 пунктов. Попарная корреляция шкал этой версии, посчи­танная по социально желательным и искренним ответам, приведена в таблице (табл. 9).

Таблица 9. Попарная корреляция шкал Теста жизнестойкости

при социально желательных и искренних ответах

(версия, включающая 38 пунктов, N=62)

Показатели	R Спирмена	t(N-2)
Жизнестойкость	0, 26	2, 05*
Вовлеченность	0, 20	1, 58
Контроль	0, 29	2, 31*
Принятие риска	0, 50	4, 45***

* р< 0, 05; *** р< 0, 001

Полученные данные свидетельствуют о том, что общие значения жизнестойкости и двух ее шкал — контроля и при­нятия риска — изменяются согласованно у разных испытуе­мых при переходе от искренних к социачьно желательным ответам. Соответственно, данные опросника жизнестойко­сти (по всем шкалам, кроме вовлеченности), можно исполь­зовать в ситуации высокой социальной желательности (например, при приеме на работу), но сопоставлять их сле­дует не с нормативными по выборке данными, а с социально желательными ответами (например, средними по выборке поступающих на работу). Вместе с тем, как вытекает из вы­полненного Е.Н. Осиным анализа взаимоотношения пози­тивных черт личности и социальной желательности, высокая корреляция ответов на тест жизнестойкости при «нейтраль­ной» и социально желательной инструкции может не столько отражать сознательное стремление производить благоприятное впечатление, сколько, наоборот, — высту­пать фактором, противодействующим дистрессу, то есть действительно ковариировать с жизнестойкостью.

Региональные различия жизнестойкости

Для проверки надежности методики в отношении ре­гиональных различий мы измеряли жизнестойкость у 183 студентов-юристов в городе Кемерово (64 мужчины и 119 женщин, средний возраст 21+4, 4 года)4 и у 60 слушателей курса по позитивной психологии города Петропавловск-Камчатский (5 мужчин и 55 женщин, средний возраст 27+7, 1 года).

Распределения жизнестойкости и ее компонентов по критерию Колмогорова—Смирнова в обеих выборках неот­личимы от нормальных (р> 0, 20). По критерию Манна— Уитни (табл. 10) ни студенты из Кемерово, ни психологи и студенты из Петропавловска-Камчатского не отличались от московской выборки (соответствующей по возрасту). Вовлеченность в Москве на уровне тенденции ниже, чем в других выборках, что может объясняться социально-пси­хологическими эффектами жизни в столице-мегаполисе: анонимностью и отстраненностью (см.: Милграм, 2000). Показатель контроля в Петропавловске-Камчатском ниже (р< 0, 05), чем у испытуемых из Кемерово, а показатель при­нятия риска немного выше (р< 0, 1). Мы затрудняемся объяс­нить эти различия; они выражены неотчетливо и требуют дальнейших исследований.

В целом региональные различия, поданным наших ис­следований, практически не влияют на результаты теста жизнестойкости.

Авторы выражают благодарность канд. психол. наук Л.А.-Алек­сандровой за помощь в сборе данных.

⇐ Предыдущая12345Следующая ⇒

Поделиться: