Диссертация (1136560), страница 15
Текст из файла (страница 15)
Самооценочная методика диагностики широкого спектрапозитивных и негативных эмоциональных состояний, предложенная Д.Уотсоном, Л. Кларком и А. Теллегеном в 1988 году. Русский вариантметодики (ШПАНА) валидизирован и адаптирован Е.Н. Осиным в 2012году [Осин, 2012]. В рамках методики операционализированы дваосновных измерения эмоций – позитивного и негативного аффекта.
Подпозитивным аффектом (ПА) авторы понимают состояние «приятнойвовлеченности, высокой энергичности и полной концентрации впротивовес унынию и вялости» (там же); под негативным (НА) –«состояние субъективно переживаемого страдания, неприятной вовлеченности (различной по содержанию — это может быть гнев,отвращение, презрение, вина, страх, раздражительность) в противовесспокойствию и безмятежности» (там же). Краткая версия опросника,используемая в данном исследовании, содержит 20 утверждений (10 дляПА и 10 для НА), которые оцениваются респондентами по 5-балльнойшкале.Шкала включена в исследовательский план в связи с тем, что вмодели удовлетворенности жизнью, предложенной Э.
Динером и егоколлегам[Andrews,Withey,1976;Lucas,Diener,Suh,1996],психологическое благополучие включает, на ряду с когнитивнымкомпонентом (удовлетворенность), позитивные и негативные эмоции.Стратегия анализа данныхОбработка данных проводилась в программе SPSS Statistics 17.0 [Field,2009]. На предварительном этапе анализа осуществлялся отсев неполныханкет. На первом этапе проводился анализ описательных статистик80суммарных показателей исследуемых параметров с целью проведения ихпроверки на нормальность распределения. Рассчитывались показателивнутренней согласованности (α Кронбаха). На втором этапе проводилсяанализ гендерных различий с помощью дисперсионного анализа. На третьемэтапе изучались парные связи наблюдаемых переменных с помощьюкорреляционногоанализа.Начетвертомэтапеизучалисьэффектывзаимодействия одиночных и суммарных показателей выраженности типамотивации и различных индикаторов субъективного благополучия спомощью иерархического (пошагового) регрессионного анализа.Проведение исследования на двух выборках (РФ и США) позволилоповысить уровень достоверности полученных результатов и судить об ихкультурной инвариантности.
Все этапы анализа проводились параллельно надвух выборках. Проверка эквивалентности использованных в исследованииметодик выявила наличие структурной эквивалентности и эквивалентностифакторныхнагрузок,чтодаловозможностьсоотноситьпаттернывзаимосвязей, полученных при корреляционном и регрессионном анализе.Однако,согласнометодологиикросс-культурныхисследований[см.подробнее Панкратова, Осин, 2015; Панкратова, Осин, Люсин, 2016],соотнесение среднихзначенийтребуетналичиямежду методикамиэквивалентности остаточных членов, каковая установлена не была.2.1.2 РезультатыСтруктура и надежность методикУниверсальнаяметодикадиагностикивоспринимаемоголокусапричинности. Ниже приводятся результаты конфирматорного факторногоанализа для набора из шести шкал (по 4 утверждения на шкалу).
Для этой идругих методик использовался пакет Mplus 7.2, с использованием робастныхстатистик (MLM). Для набора из 24 утверждений теоретическая модельпоказала хорошее соответствие данным для обеих выборок: США (N=323;81χ2=459.42, df=237, p<0,001; CFI=0,898, RMSEA=0,054); РФ (N=250;χ2=468.71, df=237, p<0,001; CFI=0,900, RMSEA=0,063).Для остальных методик, которые либо являются одномерными (шкалаудовлетворенности жизнью), либо психометрическая структура которыхустановлена ранее в других исследованиях (PANAS, Watson, Clark, Tellegen,1988; Осин, 2012) конфирматорный факторный анализ не проводился.Значения описательных статистик и коэффициента согласованности αКронбаха для наблюдаемых переменных приведены в Таблице 1.Таблица 1. Описательная статистика для шкал удовлетворенностижизнью, позитивного аффекта, негативного аффекта и типов мотивацииучебной деятельности для выборок РФ и США.NМинимумМаксимумСреднееСт.откл.АсимметрияЭксцессαКронбахаШкалаудовлетворенности жизнью13251,005,003,430,77-0,5170,1360,8422521,605,003,520,68-0,3340,0120,76Шкалапозитивногоаффекта13251,505,003,540,58-0,3180,2030,8522531,605,003,640,62-0,2310,0960,86Шкаланегативногоаффекта13251,004,702,500,710,237-0,0280,8622531,004,202,290,720,417-0,5380,8513261,005,003,170,76-0,215-0,0130,7922531,005,003,470,89-0,274-0,0140,89Идентифицированная13262,005,003,760,65-0,200-0,1030,7322511,255,003,780,79-0,5320,1370,81Интроецированная позитивная13261,505,003,660,71-0,3580,0040,7122501,005,003,630,87-0,7110,6490,82Интроецированная негативная13261,005,003,660,79-0,5110,5350,7722501,005,003,211,00-0,218-0,5120,84Тип мотивацииучебнойдеятельности:Внутренняя82Экстернальная13251,005,003,030,780,1280,2650,6122511,005,003,100,81-0,017-0,1200,6313251,005,002,280,970,525-0,3940,8722501,004,501,980,830,8210,1640,80Отн.индекс 1автономности2(RAI)324-6,506,171,621,90-0,2740,6640,81249-3,759,752,592,640,276-0,1380,82Амотивация1 – выборка США2 – выборка РФРаспределениевсехописываемыхпеременныхудовлетворяеткритерию нормальности, согласно которому значения асимметрии и эксцессане выходят за пределы интервальных значений от -2 до 2 [Field, 2009;Gravetter, Wallnau, 2013].
Показатели внутренней согласованности (αКронбаха) для всех субшкал расположились в диапазоне от 0,71 и выше длякаждой из рассматриваемых выборок, что можно считать приемлемымрезультатом. Лишь для переменной экстернальной мотивации для выборкиСША значение показателя внутренней согласованности можно считатьслабым (0,61).Результаты анализа гендерных различий.Дисперсионный анализ подгрупп мужчин и женщин по выборке СШАпо критерию t Стьюдента показал значимо более высокий показательсреднего значения у женщин (p<0,05; d=-0,25) по относительному индексуавтономности (RAI).Дисперсионный анализ подгрупп мужчин и женщин по выборке РФ покритерию t-Стьюдента показал значимые различия для средних значений уследующих переменных: позитивный аффект (p<0,001; d=0,65) (выше умужчин), негативный аффект (p<0,001; d=-0,52) (выше у женщин),интроецированная позитивная мотивация (p<0,05; d=-0,29) (выше у женщин),амотивация (p<0,01; d=0,42) (выше у мужчин), а также по относительномуиндексу автономности (p<0,05; d=-0,30) (выше у женщин).83Результатыкорреляционногоанализавзаимосвязикачестваучебной мотивации и субъективного благополучия.Приводя результаты корреляционного анализа, прежде всего стоитотметить, что в качестве дополнительного индикатора в анализ был включенинтегральный показатель субъективного благополучия (SWB), показавшийприемлемостьсвоегоиспользованиявраннихисследованияхирассчитываемый в соответствии с определением Э.
Динера как комбинацияудовлетворенности жизнью, позитивного аффекта и негативного аффекта(SWLS+PA-NA) [Осин и др., 2015a; Warner, Rasco, 2014].Таблица 2. Значения коэффициентов корреляции между шкаламиудовлетворенности жизнью, субъективным благополучием, позитивнымаффектом, негативным аффектом и типами мотивации учебной деятельностидля выборок РФ и США.ВыборкаШкалаудовлетворенности жизньюСША РФШкалапозитивногоаффектаСША РФШкаланегативногоаффектаСША РФШкаласубъективногоблагополучияСША РФТип мотивацииучебнойдеятельности:Внутренняя,058,243***,090,332***-,038-,251***,082,347**,182***,195**,253***,232***-,194***-,192**,269**,261**,116*,102,140*,161*-,022-,087,110*,145*,026,028,097,023,131*,124-,013-,036Экстернальная-,058-,082,004-,076,117*,175**-,081-,144*Амотивация-,251***-,077-,205***-,033,178***,032-,279**-,060-,289***-,282***,354**,318**ИдентифицированнаяИнтроецированная поз.Интроецированная нег.Отн.индекс,276*** ,211*** ,239*** ,257***автономности(RAI)*—p<0.05, ** — p<0.01, *** — p<0.00184Шкала внутренней мотивации учебной деятельности для выборкиСША не была значимо связана ни с одним показателем субъективногоблагополучия(удовлетворенностьжизнью,позитивныйаффектисубъективное благополучие), в то время как для выборки РФ был обнаруженустойчивыйпаттернпозитивнойсвязиэтихпеременных(0,243***<r<0,347***).
Для шкалы идентифицированной мотивации ипоказателей субъективного благополучия были выявлены положительныекорреляционный связи для обеих выборок (0,182***<r<0,269***). Былавыявлена положительная корреляционная связь между шкалой позитивнойинтроецированной мотивации и параметрами благополучия для обеихвыборок (0,110*<r<0,161*), за исключением взаимосвязи со шкалойудовлетворенностью жизнью для выборки РФ (r=0,102). Не было выявленозначимой взаимосвязи между шкалами интроецированной негативноймотивациииамотивациисошкаламиудовлетворенностижизнью,позитивным аффектом и субъективным благополучием в обеих выборках, заисключением отрицательной взаимосвязи между шкалой амотивации исубъективнымблагополучием(r=-0,144*).Значениякоэффициентовкорреляции для шкалы негативного аффекта достигли уровня значимости совсеми типами мотивации учебной деятельности (-0,289***<r<0,131*), кромеинтроецированной позитивной (в обеих выборках), интроецированнойнегативной (в выборке РФ) и амотивации (в выборке РФ).Результаты регрессионного анализаТаблица 3.
Значения регрессионных коэффициентов для показателейсубъективного благополучия и интегративного индекса мотивации учебнойдеятельности.Шкаласуб.благ.Шкалаудовл.жизньюВыборка США(321)85Шкалапоз.АффектаШкаланег.аффектаШаг 1, R2RAI, Шаг 2, R2Выборка РФ(247)Шаг 1, R2RAI, Шаг 2, R2.125*** .076***.354*** .276***.029.030.057***.239***.031.084***-.289*.043**.101*** .044***.318*** .211***.045*.018.066***.257***.048*.079***-.282***.042**** p < .001, ** p < .01, * p < .05Как видно из таблицы 3, для выборки США был получен значимыйприрост объясняемой дисперсии на втором шаге для переменной негативногоаффекта.
![](https://s.studizba.com/z.php?f=/templates/si/i/noavatar.png&w=100&h=100&t=1"){kind=avatar}
