Примечание: Нег - утверждения, относящиеся к безнадежности (см. в приложении); Поз - утверждения, относящиеся к надежде; Ср. Нег., Ср. Поз.- средние факторные нагрузки, соответственно, для утверждений, относящихся к безнадежности и надежде; Инф-ть = информативность фактора; Выделены нагрузки |0.40| и выше

Факторный анализ данных, полученных в выборке школьников, даёт возможность интерпретации рассматриваемой методики и как одномерной шкалы надежды-безнадежности, и как двухмерной шкалы надежды и безнадежности. При этом двухфакторная модель имеет лучшие статистические характеристики, чем однофакторная. Факторный анализ данных, полученных в выборке студентов, показал, что двухмерный подход к шкале надежды-безнадежности в данном случае не имеет смысла. Другое впечатление производит однофакторная модель: она значительно лучше упорядочена и дает возможность обоснованной интерпретации шкалы как одномерной. Факторно-аналитической картине отношений между двумя выборками соответствует соотношение корреляций между показателями основных переменных: в выборке студентов (-0,72) они указывают на бульшую степень противоположности между надеждой и безнадежностью, чем в выборке школьников (-0,40) при значимости различий на уровне (p < 0,01). Иначе говоря, вопреки ожиданиям, вытекающим из представлений У. Макдауголла [4], более когнитивно развитые индивиды характеризуются одномерной позитивно-негативной структурой эмоций, в то время как менее когнитивно развитые характеризуются двухмерной структурой.

В поисках другого объяснения этих данных мы обратились к широко известной гипотезе об инвертированной U-образной кривой как доминирующей теоретической точке зрения в объяснении зависимости уровня выполнения деятельности от уровня активации [23]. Согласно этой гипотезе, высокий уровень выполнения задания достигается при некотором промежуточном уровне активации, в то время как слишком высокий или слишком низкий уровень активации результируется в падении уровня выполнения. Как можно связать эту гипотезу с полученными в исследовании данными? Релевантными проблеме представляются следующие рассуждения, ведущие к предположению о влиянии степени дифференцированности уровней эмоциональной активации в выборке на дименсиональную структуру эмоций. Студенты - это бывшие школьники. Будучи школьниками, они в большинстве своём были более успешными в учебной деятельности, чем другие школьники, что явилось одной из важных причин их успешного поступления в высшую школу. Важным же фактором их успешности, среди прочего, были, как можно предположить, такие индивидуальные особенности психики, которые обусловливали не слишком низкий и не слишком высокий уровень эмоциональной активации. Отсюда следует, что для студентов в сравнении с школьниками может быть характерен меньший разброс по уровню эмоциональной активации. При этом, если общую эмоциональную активацию понимать как интеграцию позитивной (П) и негативной (Н) эмоциональной активации [10; 15], то её вслед за рядом авторов (напр., [6; 9]) можно операционализировать как П+Н. В случае шкалы надежды-безнадёжности, в качестве показателя общей эмоциональной активации (в рамках данной пары) представляется возможным рассматривать сумму показателей надежды и безнадежности. Если такая операционализация активации является допустимой, то, исходя из выше реализованных рассуждений, в выборке студентов в сравнении с выборкой школьников должно обнаружиться меньшее стандартное отклонение для показателя общей эмоциональной активации. Проверим эту гипотезы, используя первичный эмпирический материал, полученный в выше описанном исследовании.

Метод

Выборка. В исследовании (оно было проведено в Польше), принимали участие 596 учащихся последних (6, 7 и 8-х) классов начальных школ в возрасте 12-15 лет и 474 студента 1 курса дневного отделения разных факультетов педагогической академии в возрасте 19-22 лет.

Методика. Была применена польская версия [11]. шкалы безнадёжности А. Бека с использованием четырех вариантов ответа (решительно да - скорее да - скорее нет - решительно нет). Рассчитывались показатели надежды (П) (усреднением оценок 9 утверждений, относящихся к надежде) и безнадежности (Н) (усреднением оценок 11 утверждений, относящихся к безнадежности). Значения коэффициента надёжности альфа Кронбаха подшкал надежды и безнадёжности в настоящем исследовании составили, соответственно, 0,70 и 0,80 в выборке школьников, а также 0,76 и 0,88 - в выборке студентов. Следуя сложившейся в ряде работ практике [6; 9; 13], мы рассчитывали также два дополнительных индекса: индекс позитивно-негативного баланса как разность между величинами показателей надежды и безнадёжности (П-Н), а также индекс позитивно-негативной интегральной величины эмоций (общей эмоциональной активации в рамках данной пары) как сумму тех же показателей (П+Н).

Результаты и их обсуждение

эмоциональный дименсиональный безнадежность нагрузка

Как можно видеть (таб. 2), в выборке студентов в сравнении с выборкой школьников стандартное отклонение для показателя общей эмоциональной активации оказалось существенно меньшим. Можно показать, что именно из этого факта (при одном дополнительном условии) с большой вероятностью следует двухмерность шкалы надежды-безнадежности в выборке школьников и ее одномерность в выборке студентов. Из статистики известно, что корреляция между двумя переменными может быть понята как соотношение между стандартными отклонениями их сумм и разностей (см. [17]; см. также [3]). Если стандартное отклонение для сумм меньше, чем для разностей, то корреляция между переменными будет обратной. И чем большим окажется различие между этими двумя величинами (стандартными отклонениями для сумм и разностей), тем более тесной будет эта обратная корреляция. Исходя из этого, представленные в таблице 2 данные можно понять так: вследствие большей вариации общей эмоциональной активации в выборке школьников, чем в выборке студентов, а также вследствие отсутствия различий между выборками в стандартных отклонениях для позитивно-негативного баланса (это и есть вышеуказанное дополнительное условие), теснота обратной корреляции между надеждой и безнадёжностью в первой из этих выборок является меньшей, чем во второй. Последнее, в сою очередь, служит возможным объяснением того, что в выборке школьников получена двухмерная факторная структура шкалы надежды-безнадежности, тогда как в выборке студентов - одномерная.

Таблица 2

Описательные статистики для показателей шкалы надежды/безнадёжности в выборках школьников и студентов

Примечание: В четвертой колонке значимость различий между средними арифметическими; в седьмой колонке значимость различий между стандартными отклонениями

Иначе говоря, полученные в исследовании данные свидетельствуют о том, что степень взаимной зависимости между позитивными и негативными эмоциями, а значит и одномерность или двухмерность предназначенных для их измерения шкал (таких как шкала безнадежности Бека), может определяться степенью дифференцированности популяции по параметру общей эмоциональной активации. Интересно, что согласно приведённым в таблице 2 данным, в различие между стандартными отклонениями для общей эмоциональной активации основной вклад сделало стандартное отклонение для надежды. Этот факт, видимо, можно понимать как соответствующий представлению о том, что функциональным является промежуточный уровень надежды-оптимизма, а слишком малый или слишком большой его уровни снижают успешность деятельности (напр., [20; 22]). Остаётся, однако, открытым вопрос о том, почему такого рода данные не получены для безнадежности-пессимизма.

Что касается гипотезы У. Макдауголла [4], то, несмотря на неподтверждение в настоящем исследовании, она по-прежнему кажется нам теоретически убедительной и требующей дальнейшей разработки и проверки. Хотя границы её действия, если учитывать полученные в настоящей работе данные, могут оказаться не такими широкими, как это представлялось на первый взгляд.

Литература

1. Горбатков А.А. Шкала надежды и безнадежности для подростков: некоторые аспекты валидности // Психологическая наука и образование. 2002. № 3. С. 89-103.

2. Горбатков А.А. Уровень субъектного развития индивида как модератор факторной структуры шкалы надежды и безнадёжности // Прикладная психология и психоанализ. 2003. № 3. С. 68-79.

3. Горбатков А.А. Корреляция и вариация: связь и её использование для формирования выборок с заданными значениями коэффициента корреляции в психологических исследованиях // Мир психологии. 2004. № 4. С. 124-141.

4. Макдауголл У. Различение эмоции и чувства // Психология эмоций. Тексты. М.: Издво МГУ, 1984. С. 103-107.

5. Маслоу А. По направлению к психологии бытия. М.: ЭКСМО-Пресс. 2002.

6. Хекхаузен Х. Мотивация и деятельность. 2-е изд. СПб.; М., 2003.

7. Beck A.T., Weissman A., Lester D., Trexler L. The measurment of pessimism: The hopelessness scale // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1974. № 42. С. 861-865.

8. Beck A.T., Steer R.A. Beck hopelessness scale. Manual. San Antonio: The psychological corporation Harcourt Brace & Company. 1993.

9. Bradburn N.M. The structure of psychological well-being. Chicago: Aldine. 1969.

10. Cacioppo J.T., Larsen J.T., Smith N.K., Berntson G.G. The affect system: What lurks below the surface of feelings? // Feelings and emotions: The Amsterdam conference / Eds. A.S.R. Manstead, N.H. Frijda, A.H. Fischer. New York: Cambridge University Press. 2004. P. 221-240.

11. Czapinski J. Psychologia szczкњcia. Warszawa: Akademos. 1994.

12. Fischer K.W. A theory of cognitive development: The control and construction of hierarchies of skills // Psychological Review, 1980. V. 87(6), P. 477-531.

13. Gramzow R.H., Sedikides C., Insko C.A. Aspects of self-regulation and self-structure as predictors of perceived emotional distress // Personality and social psychology bulletin 2000, V. 26(2), P.188-206.

14. Kaufman P., Rasinski K.A., Lee R., West J. National Education Longitudinal Study of 1988. Quality of responses of eight-grade students in NELS88. Washington, DC: US Department of Education, 1991.

15. Lang P.J. The emotion probe: Studies of motivation and attention // American Psychologist, 1995. V. 50, P. 372-385.

16. Marshall G.N., Wortman J.W., Hervig L.K., Vickers R.R., Jr. Distinguishing optimism from pessimism: relations to fundamental dimensions of mood and personality // Journal of Personality and Social Psychology, 1992, V. 62, P. 1067-1074.

17. Rodgers J.L., Nicewander W.A. Thirteen Ways to Look at the Correlation Coefficient // The American Statistician, 1988, V. 42, P. 59-66.

18. Rosenberg M. Society and adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press. 1965.

19. Scheier M.F., Carver C.S. Optimism, coping and health: Assessment and implications of generalized outcome expectancies // Health Psychology. 1985, V. 4, P. 219-247.

20. Seligman M. Learned Optimism, New York: Knopf, 1991.

21. Shahani C., Dipboye R.L., Phillips A.P. Global self-esteem as a correlate of work-related attitudes: A question of dimensionality // Journal of Personality Assessment. 1990. V. 54. P. 276-288.

22. Snyder C.R. (ed.) Handbook of hope. Theory, measures and applications. San Diego: Academic Press. 2000.

23. Yerkes R.M., Dodson J.D. The relation of strength of stimuli to rapidity of habit information // Journal of Comparative Neurology and Psychology, 1908. V. 18, P. 459-482.

Приложение

Позиции шкалы надежды-безнадёжности (перевод использованной в исследовании польской версии)

Примечание: Нег - утверждения, относящиеся к безнадежности; Поз - утверждения, относящиеся к надежде; Позиции шкалы были предъявлены испытуемым в порядке, представленном в оригинале [7, 8]. (см. также [1]), а не в том, который показан здесь

Размещено на Allbest.ru