Несогласованность оценок себя, мира и людей как психологический конструкт: разработка и апробация методики противоречивости когнитивных убеждений

Размещено на http://www.allbest.ru/

Московский государственный университет имени М.В. Ломоносова

Несогласованность оценок себя, мира и людей как психологический конструкт: разработка и апробация методики противоречивости когнитивных убеждений

Рассказова Е.И.,

Тхостов А.Ш.,

Абрамова Ю.А.

Хотя традиционная психодиагностика основана на требовании согласованности и устойчивости как меры надежности, несогласованность, противоречивость и разнообразие в ответах и поведении людей могут иметь важное прогностическое значение. Целью данной работы является разработка методики, позволяющей дифференцировать противоречивость в убеждениях о себе, мире и людях на основе оценок противоположных прилагательных. На выборке взрослых испытуемых (N = 79) было показано, что методика может использоваться для диагностики двух различных типов противоречивости (вызванных соглашательским стилем ответов и связанных с неустойчивостью ответов). Позитивность в оценках себя, мира и людей определяется различными конструктами, и только позитивные оценки себя значимо связаны с психологическим благополучием. Противоречивость оценок себя, мира и людей несводима к позитивности этих оценок; при этом неустойчивость в оценках себя связана с более низким психологическим благополучием. Предложены две альтернативные формы методики и продемонстрированы их функциональная, шкальная и концептуальная эквивалентность.

Ключевые слова: несогласованность оценок, методика противоречивости когнитивных убеждений, психологическое благополучие, когнитивный подход А. Бека

Постулат о необходимости согласованности и устойчивости методических инструментов как меры их надежности является фундаментальным принципом традиционной психодиагностики [Бурлачук, 2006; Шмелев, 2002], а значительная часть подходов в психологии личности опирается на предположение о наличии ее стабильных, устойчивых и единых характеристик и черт [Fleeson, 2001]. Тем не менее, к настоящему времени накоплен значительный объем эмпирических данных, позволяющих усомниться в правомерности и необходимости этих постулатов и, более того, предполагать, что разные формы несогласованности и разнообразия в ответах и поведении людей могут иметь важное прогностическое значение и должны учитываться при психодиагностике личности. При этом дисперсия, то есть неустойчивость с течением времени или в различных ситуациях, является важным показателем, характеризующим личность, а колебания значений психологических показателей с течением времени часто не происходят случайно вокруг некого среднего (т.е. нестационарны, например, психологическое развитие) и подчиняются разным закономерностям у разных людей [Molennar, Campbell, 2009; Hamaker et al., 2005].

Представления о диагностической важности несогласованности в оценках себя имеют длительную историю в исследованиях Я-концепции и самосознания, различаясь, однако, в том, какая именно несогласованность важна и сказывается ли она позитивно или негативно на психологическом благополучии и успешности деятельности [Lynch, 2014]. Наиболее распространенный подход утверждает, что важна согласованность различных аспектов Я-концепции друг с другом, их постоянство в течении времени или в разных социальных ролях. При этом в теоретической традиции, восходящей к психоанализу, несогласованность квалифицируется как признак фрагментации Я-концепции и психологического неблагополучия, а в традиции, восходящей к социологическим работам, - как признак вариативности и гибкости в приспособлении к социальным ситуациям. В клинической психологии важность фактора дифференцированности самосознания была показана на модели личностных расстройств [Соколова, 1989].

Независимо от принятого подхода, можно указать на несколько методических ограничений в исследованиях несогласованности оценок. Во-первых, исследования касаются практически исключительно оценок себя и своего поведения, а аспект взаимодействия с миром задается варьированием социальных ролей или течением времени (предполагается, что при этом меняются ситуации, в которые попадает испытуемый). Между тем в когнитивном подходе указывается на важность анализа убеждений о себе, мире и других людях [Бек, 2006] - и вопрос о том, стоит ли за этими убеждениями и их разнообразием (несогласованностью) одно или несколько оснований, остается открытым. Во-вторых, сам методический прием измерения оценок себя с течением времени или в разных социальных ролях, на наш взгляд, может быть причиной смешения явлений фрагментации и гибкости в Я-концепции (случайных и диффузных колебаний с закономерными гибкими и часто целенаправленными изменениями). Несогласованность, вызванная диффузностью и фрагментацией Я-концепции, должна проявляться одномоментно, например, в рамках одного диагностического интервью или клинико-психологического исследования [Кернберг, 2001; Соколова, 1989], а не только в динамике.

Наконец, исследования несогласованности субъективных оценок подвержены целому ряду математических артефактов. Проявление несогласованности может быть обусловлено особенностями шкал измерительных инструментов: например, прилагательные, характеризующие противоположные полюса в семантическом дифференциале, часто не являются субъективно противоположными для испытуемых [Митина, Осин, 2010]. Если несогласованность рассчитана на основе факторного анализа, она зависит от того, полностью ли испытуемый использует шкалу ответов (например, как часто выбирает крайние варианты), а если несогласованность вычисляется как мера разброса (например, стандартное отклонение), она зависит от средних оценок [Baird et al., 2006].

Целью данной работы является преодоление некоторых из указанных ограничений в русле когнитивного количественного подхода и разработка методики диагностики противоречивости в одномоментных оценках себя, мира и людей (в соответствии с классификацией когнитивных убеждений А. Бека). Основной задачей была разработка и апробация в норме двух эквивалентных форм методик (далее - X и Z). Для снижения вероятности артефактов, вызванных корреляцией среднего и стандартного отклонения [Baird et al., 2006], несогласованность рассчитывалась не как отличия от среднего, а как попарные различия в оценках противоположных прилагательных. Для контроля ошибки, связанной с субъективной противоположностью [Митина, Осин, 2010], на предварительном этапе обработки данных отбирались прилагательные, субъективно (а не только лингвистически) противоположные в отношении объектов оценки (Я, мир, люди). Дополнительно в работе ставились задачи дифференциации роли оценок себя, мира и людей в психологическом благополучии и выраженности психопатологической симптоматики и анализа дополнительных возможностей конструкта противоречивости когнитивных убеждений, по сравнению с оценкой их выраженности.

Методы

Выборка

В исследовании приняли участие 79 человек в возрасте от 18 до 51 года (26 мужчин, 53 женщины, средний возраст 28,8 ± 8,7 лет) без психических заболеваний. 7 человек (8,9%) имели среднее и среднее специальное образование, 26 (32,9%) - неоконченное высшее и 46 (58,2%) - высшее образование. Испытуемые были случайным образом разделены на две группы: 41 человек заполняли бланк X методики противоречивости когнитивных убеждений, 38 человек - бланк Z. В остальном процедура исследования совпадала для всех испытуемых. Испытуемые в двух группах не различались по возрасту, полу и уровню образования.

Методики

В исследовании использовались следующие методики.

Методика диагностики противоречивости когнитивных убеждений (МПКУ) была разработана нами на основе когнитивной модели А. Бека (2006) с целью дифференциальной диагностики оценок себя, мира и людей и противоречивости этих оценок. Разработка и апробация методики включала несколько этапов.

1. На первом этапе были отобраны пары антонимичных по смыслу оценочных прилагательных, одно из которых было положительным по смыслу, второе - отрицательным. Прилагательные отбирались на основе теоретических положений когнитивной модели А. Бека о вариантах формулировки негативных когнитивных убеждений [Бек, 2006; Бек и др., 2003; Бек, Фримен, 2002; Beck, 2005; Beck, Emery, 2005] по возможности без приставки «не». Из этих пар были составлены два альтернативных бланка X и Z. Использование слов связано с временем их приобретения: для контроля этого параметра пары распределялись между бланками не только на основе их содержания (по результатам экспертной оценки: например, в бланк X вошла пара «предсказуемый - непредсказуемый», а в бланк Z - «понятный - загадочный»), но и по частотности слов в русском языке (по частотному словарю [Ляшевская, Шаров, 2009]). При этом мы опирались на данные о том, что частотность слов связана со временем их приобретения [Ахутина, 1977]. В результате в каждый бланк (см. табл. 1) вошли по 12 пар противоположных прилагательных и по одной тройке прилагательных в тех случаях, когда результаты экспертной оценки не были однозначны (например, «прекрасный» или «замечательный» как противоположности «дурному»; в этих случаях окончательная пара выбиралась на основе эмпирических данных). Одна пара - здоровый / больной - совпадала в обоих бланках, поскольку подобрать близкой по частотности и содержанию пары прилагательных не удалось.

Таблица 1 Пары и частотность противоположных прилагательных в методике диагностики неустойчивости субъективных оценок в бланках X и Z

Примечания. В скобках указана частотность в русском языке [Ляшевская, Шаров, 2009].

2. На втором этапе были окончательно сформированы альтернативные бланки методик. Испытуемых просили оценить по шкале Лайкерта от 1 («полностью не согласен») до 5 («полностью согласен») три объекта (Я, мир и люди) по каждому из 27 прилагательных бланка. Порядок прилагательных в бланках определялся при помощи датчика случайных чисел, но был одинаков для всех испытуемых.

3. На третьем этапе были собраны эмпирические данные. С целью контроля метрической ошибки, когда противоположные прилагательные могут субъективно не являться противоположными для испытуемых [Митина, Осин, 2010], на этом этапе был проведен предварительный анализ данных и отбор тех пар прилагательных, которые противоположны не только лингвистически, но и субъективно для испытуемых при оценке себя, мира и людей. По результатам этого анализа было отобрано по 8 пар прилагательных в каждом бланке. На основе этих пар рассчитывались следующие группы показателей.

Валентность оценок себя, мира и людей - мера общей положительности / отрицательности в оценках по каждому объекту. Рассчитывался средний балл по каждой из шкал (Я, мир, люди); баллы по положительным прилагательным считались прямыми, по отрицательным - обратными.

Противоречивость, обусловленная специфическим (соглашательским) стилем ответов, - мера закономерной рассогласованности в ответах на противоположные прилагательные. Высокие баллы по показателям этой группы означают склонность соглашаться с противоположными прилагательными, низкие баллы - склонность не отказываться от обеих противоположностей. Для каждой пары противоположных прилагательных рассчитывалась разность их оценок (позитивные прилагательные считались прямыми пунктами, отрицательные - обратными). Например, если испытуемый оценивал себя как доброжелательного на 2 балла (от 1 до 5) и как враждебного на 4 балла (от 1 до 5), то разность между оценками была равна 0, то есть оценки испытуемого полностью согласованы. Если же его оценки были 1 и 3 балла, разность была равна -2. Затем вычислялись средние оценки Я, мира и людей по всем 8 парам, которые варьировали от -4 (низкие оценки по противоположным прилагательным) до 4 (высокие оценки по противоположным прилагательным) баллов.

Противоречивость, обусловленная неустойчивыми ответами, - мера случайной рассогласованности в ответах на противоположные прилагательные. Нулевые показатели означают полностью согласованные оценки, тогда как чем выше значения по этой группе показателей, тем более рассогласованные оценки противоположных прилагательных (неважно, в сторону переоценки или недооценки обеих противоположностей) дает испытуемый. Расчеты проводились так же, так и для показателя соглашательского стиля, разности оценок между противоположными прилагательными брались по модулю. В результате для каждого объекта (Я, мир, люди) показатели по шкале неустойчивости оценок варьировали от 0 (полная согласованность) до 4 (несогласованность) баллов.

4. Задачами четвертого этапа были (1) выявление на основе полученных данных диагностических возможностей показателей валентности и противоречивости оценок себя, мира и людей и (2) проверка эквивалентности форм X и Z.

Шкала удовлетворенности жизнью SWLS [Осин, Леонтьев, 2008; Diener et al., 1985] - скрининговая методика оценки общей удовлетворенности жизнью. Состоит из пяти пунктов (например, «Я полностью удовлетворен моей жизнью»), оцениваемых по шкале Лайкерта от 1 до 7.

Шкала позитивных и негативных переживаний ([Diener et al., 2010] в апробации Е.И. Рассказовой) - скрининговая методика диагностики позитивных и негативных эмоций. Согласно теории субъективного благополучия Э. Динера, диагностика удовлетворенности жизнью как когнитивного компонента благополучия должна дополняться диагностикой позитивных и негативных эмоций. Шкала позитивных и негативных эмоций предложена им как альтернатива наиболее распространенной в мире шкале позитивного и негативного аффекта PANAS [Watson et al., 1988], критикуемой за то, что большинство пунктов в ней оценивают переживания, связанные с высоким уровнем возбуждения (активный, сильный и т.п.), а не качественные особенности эмоций (например, счастливый, благодарный, любящий и т.п.). Шкала позитивных и негативных переживаний включает перечень из 6 негативных и 6 позитивных переживаний с разным уровнем возбуждения (например, чувствовал себя «плохо» или «радостным»); испытуемый оценивает их частоту за прошедшие 4 недели по шкале Лайкерта от 1 до 5. В данном исследовании шкалы позитивных и негативных эмоций были согласованы (альфа Кронбаха 0,88 для обеих шкал), негативно коррелировали между собой (r = -0,41, p < 0,01), а 2-факторная структура методики полностью соответствовала шкалам позитивных и негативных эмоций и объясняла 63,9% дисперсии данных.

Опросник выраженности психопатологической симптоматики SCL-90R [Тарабрина, 2007] включает 90 симптомов, выраженность которых оценивает испытуемый (например, «головные боли», «мысли о том, чтобы покончить с собой» и т.д.) по шкале Лайкерта от 0 до 4. Пункты группируются в девять шкал: шкала соматизации, шкала обсессивности-компульсивности, межличностной сензитивности, депрессии, тревожности, враждебности, фобической тревожности, паранойяльных тенденций, психотизма. На основе шкал рассчитываются три обобщенных индекса: общий индекс тяжести симптоматики, индекс наличия симптоматического дистресса, общее число утвердительных ответов. Хотя названия и распространенные описания шкал имеют очевидную клиническую коннотацию, повышение показателей по шкалам возможно в норме и свидетельствует о психологическом неблагополучии.

Обработка данных проводилась в программах SPSS 20.0. Значимость различий между корреляциями оценивалась в программе StatSoft Statistica 8.0.

Результаты

Субъективная оценка противоположных прилагательных

Задачей предварительного этапа анализа данных было отобрать те пары прилагательных, которые субъективно противоположны для испытуемых. Например, если «Я-активный» и «Я-пассивный» не воспринимаются людьми как противоположности, включение пары «активный - пассивный» в методику будет выявлять скорее склонность ориентироваться на принятый в обществе смысл (в отличие от склонности ориентироваться на лингвистическое значение), нежели несогласованность в оценке Я. В целом субъективно противоположными можно признать следующие пары прилагательных. В бланке X: «предсказуемый - непредсказуемый», «безопасный - опасный», «здоровый - больной», «хороший - плохой», «доброжелательный - враждебный», «положительный - отрицательный», «внимательный - равнодушный», «расслабленный - напряженный». Частотность по положительным прилагательным варьирует от 0 до 471,4 (медиана - 24,4), по отрицательным прилагательным - от 0 до 221,6 (медиана - 29,6). В бланке Z: «страшный - нестрашный», «правильный - неправильный», «здоровый - больной», «нужный - лишний», «добрый - злой», «сильный - слабый», «справедливый - несправедливый», «приятный - неприятный». Частотность по положительным прилагательным варьирует от 0 до 351,9 (медиана - 89,5), по отрицательным прилагательным - от 0 до 169,1 (медиана - 66,3) (см. табл. 2).

Таблица 2 Субъективное восприятие антонимов как противоположных при оценке себя, мира и людей: результаты корреляционного анализа

Примечания. Уровень значимости корреляций: * - p < 0,05; ** - p < 0,01.

По результатам предварительного этапа в каждом бланке было отобрано 8 пар прилагательных, которые не только являлись антонимами с лингвистической точки зрения, но и субъективно воспринимались испытуемыми как противоположные. Важно отметить, что в среднем показатели частотности прилагательных после отбора в бланке Z стали выше, чем в бланке X. Для будущих исследований можно рекомендовать перегруппировать пары прилагательных более равномерно.

Валентность и противоречивость оценок Я, мира и людей

Задачей следующего этапа анализа данных было выявление особенностей оценок себя, мира и людей в бланках X и Z, а также противоречивости в оценках, вызванных специфическим стилем ответов или неустойчивостью.

Валентность оценок Я, мира и людей. В соответствии с исходными предположениями, склонность оценивать положительно или отрицательно себя, мир и людей является надежным показателем: оценки по всем прилагательным достаточно согласованы (альфа Кронбаха 0,76-0,85). При этом как испытуемые, отвечавшие на бланк X (n = 41), так и испытуемые, отвечавшие на бланк Z (n = 38), оценивают себя более положительно, нежели мир (t = 7,87 в бланке X и t = 4,33 в бланке Z, p < 0,01) и людей (t = 8,82 в бланке X и t = 6,64 в бланке Z, p < 0,01). Кроме того, при ответе на бланк Z оценки мира на уровне тенденции более позитивны, чем оценки людей (t = 1,95, p < 0,06) - однако, учитывая, что этот результат не достигает принятого уровня значимости и не воспроизводится в бланке X, его можно считать случайным.

Противоречивость оценок Я, мира и людей. В отличие от большей части исследований несогласованности ответов [Lynch, 2014; Baird et al., 2006], которая касается изменения самооценок в разных социальных ролях или с течением времени, нас интересовала одномоментная амбивалентность оценок. Закономерно предполагать, что этот феномен в норме редкий (по сравнению с кросс-ролевой или временной несогласованностью), - что подтверждается близкими к нулю средними значениями по обоим типам противоречивости оценок. При этом классический психодиагностический подход к оценке надежности как согласованности в данном случае сомнителен: амбивалентные оценки по одной паре противоположных прилагательных не означают, что амбивалентными будут оценки и по другим парам

Противоречивость оценок, вызванная соглашательским стилем, практически не зависела от объекта оценки: различия достигали уровня тенденции в бланке X и не были значимыми в бланке Z. Противоречивость оценок, вызванная их неустойчивостью, зависела от объекта оценки в обоих бланках: испытуемые оценивали себя более согласованно, нежели мир (t = -2,70, p < 0,05 в бланке X и t = -2,77, p < 0,01 в бланке Z) и людей (t = -1,74, p < 0,09 в бланке X и t = -2,65, p < 0,05) (см. табл. 3).

Таблица 3 Валентность и противоречивость в оценках Я, мира и людей: средние, стандартные отклонения и результаты дисперсионного анализа с повторными измерениями

Примечания. Уровень значимости различий: * - p < 0,05, ** - p < 0,01.

Согласно результатам корреляционного анализа шкал методик, оценки себя, мира и людей связаны в рамках одной категории (средние оценки, соглашательский стиль, неустойчивость), но практически не связаны между категориями, что подтверждает несводимость конструктов валентности оценок, соглашательского стиля и неустойчивости оценок друг к другу.

Оценки Я, мира и людей и психологическое благополучие

Более позитивная оценка себя была связана с удовлетворенностью жизнью и позитивными эмоциями, а также более низким уровнем негативных эмоций, обсессивности-компульсивности и депрессивности (см. табл. 4). В отношении других психопатологических симптомов отмечается расхождение в показателях между двумя выборками, что требует уточнения этих связей в дальнейших исследованиях. Связи оценок мира и людей с показателями психологического благополучия / неблагополучия значительно слабее и, как правило, не достигают уровня статистической значимости.

Склонность соглашаться с противоположными описаниями себя связана с более низким уровнем позитивных эмоций, а в бланке Z - также с обсессивностью-компульсивностью и враждебностью. Противоречивость оценок Я, вызванная неустойчивостью, негативно связана с удовлетворенностью жизни, в бланке Z она связана также с обсессивностью-компульсивностью и враждебностью, а в бланке X - с паранойяльностью и психотизмом. Следует отметить, что корреляции оценок Я и их неустойчивости с враждебностью и индексом выраженности дистресса значимо различаются в бланках X и Z, и их интерпретация требует уточнения в дальнейших исследованиях.

Таблица 4

Связь валентности и противоречивости оценок Я, мира и людей с психологическим благополучием и выраженностью психопатологической симптоматики в бланках X и Z

Примечания. Данные представлены в формате: коэффициент корреляции в бланке X / коэффициент корреляции в бланке Z. Уровень значимости корреляций: * - p < 0,05, ** - p < 0,01. Курсивом выделены корреляции, различия между которыми значимы на уровне p < 0,05; курсивом и подчеркиванием - на уровне p < 0,01.

Соглашат. стиль - соглашательский стиль, неуст. оценок - неустойчивость оценок.

Эквивалентность бланков X и Z

Функциональная эквивалентность бланков в отношении валентности оценок Я, мира и людей подтверждается близкими показателями надежности-согласованности по шкалам (см. табл. 3), а также близкими значениями корреляций между шкалами: из 36 пар корреляций в бланках X и Z лишь в двух коэффициенты корреляции значимо различаются (p < 0,05). В бланке Z более позитивные средние оценки себя и людей связаны со склонностью не соглашаться как с позитивными, так и с негативными прилагательными, тогда как в бланке X такой связи нет.

Для проверки шкальной эквивалентности сравнивались показатели по каждой из шкал у испытуемых, которым предъявлялся бланк X, и испытуемых, которым предъявлялся бланк Z. Не было выявлено различий между бланками в валентности оценок Я и показателях противоречивости в оценках Я, мира и людей, однако оценки мира и людей в бланке Z были значимо более позитивными, чем в бланке X (t = -2,84, p < 0,01 и t = -2,24, p < 0,05 соответственно). Это расхождение может быть связано с различиями в частотности прилагательных в конечных бланках - и в дальнейших исследованиях можно рекомендовать повторное уравнивание пар прилагательных по их частотности.

О концептуальной эквивалентности бланков X и Z свидетельствуют сходные направления связи шкал методики с методиками удовлетворенности жизнью, позитивных и негативных эмоций в обоих бланках (см. табл. 4). Корреляционные связи оценок себя, мира и людей и их противоречивости с выраженностью психопатологической симптоматики менее устойчивы при сравнении бланков. Однако и в этом случае отмечается концептуальная эквивалентность бланков: лишь в трех случаях различия между коэффициентами корреляции достигают уровня значимости 0,05. Вопрос о том, как оценки себя и их неустойчивость связаны с враждебностью и индексом выраженности дистресса, требует дальнейших исследований.

Обсуждение результатов

Помимо психометрической задачи разработки инструмента, позволяющего дифференцировать убеждения о себе, мире и людях, а также дополнительно диагносцировать противоречивость в этих убеждениях, в данной работе ставились две исследовательских задачи: дифференциация роли оценок себя, мира и людей в психологическом благополучии и выраженности психопатологической симптоматики и анализ возможностей конструкта противоречивости когнитивных убеждений.

Валентность оценок себя, мира и людей как проявление когнитивных убеждений. На тесную связь особенностей описания людьми себя и других традиционно указывали исследователи самых разных направлений (например, в теории объектных отношений [Кернберг, 2001; Соколова, 2006]), а в концепции А.Бека [Бек, 2006; Бек и др., 2003] разведение убеждений о себе, мире и других людях является основой когнитивной концептуализации. Согласно полученным данным, позитивный / негативный характер когнитивных убеждений о себе, мире и людях может быть надежно диагностирован как единый конструкт. Разумеется, это не умаляет ценности работы с индивидуальными формулировками и особенностями убеждений в процессе психотерапии - тем не менее эти индивидуальные формулировки могут быть статистически обобщены в общих терминах позитивного / негативного. При этом когнитивные убеждения о себе, мире и людях лишь в средней степени связаны между собой; в первую очередь, за счет отличия убеждений о себе от убеждений о мире и других людях. Иными словами, речь идет о разных конструктах, роль которых в психологическом благополучии и регуляции состояния и деятельности человека также может различаться.

В подтверждение этой гипотезы в данном исследовании было показано, что лишь валентность оценок Я связана с удовлетворенностью жизнью и лучшим эмоциональным состоянием, тогда как оценки мира и людей связаны с психологическим благополучием слабее (хотя и в том же направлении), и связи эти не достигают уровня статистической значимости. С одной стороны, можно предположить, что представления о себе важнее для психологического благополучия, нежели представления о мире и людях. С другой стороны, возможно, что оценки мира и людей влияют на психологическое благополучие не напрямую, а опосредствованно, преломляясь в реальном взаимодействии с людьми и миром. Например, человек, который убежден, что мир опасен и люди будут манипулировать им, если он не сделает этого первым [Бек, Фримен, 2002], будет удовлетворен своей жизнью и испытывать положительные эмоции в ситуациях, когда смог заставить окружающих слушаться его и обезопасил себя. Кроме того, психологическое благополучие может зависеть не только от отдельных убеждений, но и от их взаимодействия: например, оценки «мир опасный, но я сильный» и «мир опасный, и я слабый», очевидно, по-разному влияют на субъективное благополучие (представления, подробно описанные в транзактной концепции совладания [Lasarus, Folkman, 1984]).

Связи оценок себя, мира и людей с выраженностью психопатологических симптомов в целом негативны, однако, как правило, не достигают уровня статистической значимости. Этот результат может объясняться как небольшим объемом выборок, так и тем, что психопатологические симптомы в норме редки, что не позволяет полноценно оценить их связь с особенностями убеждений. Исследования на клинических группах позволят уточнить эти результаты.

В целом полученные результаты дополняют существующие данные, подтверждая различия в убеждениях о себе, мире и других людях и указывая на связь убеждения о себе с психологическим благополучием. Однако они указывают на важность исследования специфических паттернов убеждений о себе, мире и людях, а также особенностей проявления убеждений в жизнедеятельности.

Противоречивость когнитивных убеждений: возможности конструкта. Согласно полученным результатам, можно выделить два разных типа противоречивости в ответах: (1) обусловленную специфическим соглашательским стилем (склонность соглашаться с предложенными вариантами, даже если они противоположны, в отличие от склонности не соглашаться с обоими противоположными прилагательными) и (2) характеризующую неустойчивость в ответах (склонность давать противоречивые ответы, не обусловленная закономерным стилем ответов). В целом испытуемые склонны оценивать себя не только более позитивно, чем мир и людей, но и более согласованно; склонность к соглашательским ответам не зависит от объекта оценки. Получены данные о связи неустойчивости в оценках себя со снижением удовлетворенности жизнью и большей выраженностью обсессивно-компульсивных симптомов. Соглашательский стиль при оценке себя связан с более низким уровнем позитивных эмоций.

Таким образом, противоречивость оценок себя, мира и людей является дополнительным показателем, не сводимым к позитивности / негативности этих оценок и требующим дальнейшей психологической квалификации. Согласно полученным предварительным данным, эта неустойчивость в оценках себя связана с более низким психологическим благополучием.

В целом предложенная методика диагностики противоречивости когнитивных убеждений позволяет измерить валентность оценок себя, мира и людей, а также два вида противоречивости в оценках: соглашательский стиль и неустойчивость в оценках себя, мира и людей. Преимуществом методики является использование единого списка стимулов, что дает возможность сравнивать показатели по шкалам между собой, а также независимость показателей противоречивости в оценках от средних оценок [Baird et al., 2006], что избавляет от артефактов исследования. В отличие от существующих инструментов (для обзора см. [Lynch, 2014; Baird et al., 2006]), основанных преимущественно на оценках себя в разных социальных ролях или с течением времени, данная методика выявляет склонность давать противоречивые оценки одномоментно в одних и тех же условиях и, следовательно, концептуально ближе идее недифференцированности в структуре самосознания [Кернберг, 2001; Соколова, 1989]. Были продемонстрированы функциональная, шкальная и концептуальная эквивалентность двух ее альтернативных форм, что позволяет использовать ее в исследованиях динамики оценок себя, мира и людей со временем или в результате экспериментальных воздействий.

Финансирование

Исследование выполнено при поддержке Российского фонда фундаментальных исследований, проект 14-06-00316.

несогласованность противоречивость когнитивный психологический

Литература

1. Ахутина Т.В. Связь семантической сложности, времени приобретения и частотности слова. В кн.: Национальная культура и общение. М.: Мос. гос. университет, 1977. C. 11-14.

2. Бек А., Раш А., Шо Б., Эмери Г. [Beck A., Rush A., Shaw B., Emery H.] Когнитивная терапия депрессии. СПб.: Питер, 2003.

3. Бек А., Фримен А. [Beck A., Freeman F.] Когнитивная психотерапия расстройств личности. СПб.: Питер, 2002.

4. Бек Дж. [Beck J.] Когнитивная терапия. Полное руководство. М.: Вильямс, 2006.

5. Бурлачук Л.Ф. Психодиагностика. СПб.: Питер, 2006.

6. Кемпбелл Д.Т. [Campbell D.T.] Модели экспериментов в социальной психологии и прикладных исследованиях. М.: Прогресс, 1980.

7. Кернберг О. [Kernberg O.] Тяжелые личностные расстройства. Стратегии психотерапии. М.: Класс, 2001.

8. Ляшевская О.Н., Шаров С.А. Частотный словарь современного русского языка (на материалах Национального корпуса русского языка). М.: Азбуковник, 2009.

9. Митина О.В., Осин Е.Н. Использование семантического дифференциала для изучения феномена амбивалентности в отношениях и установках. В кн.: Психология субъективной семантики в новом тысячелетии. Тезисы докладов. М.: Смысл, 2010. С. 57-62.

10. Осин Е.Н., Леонтьев Д.А. Апробация русскоязычных версий двух шкал экспресс-оценки субъективного благополучия. В кн.: Материалы III Всероссийского социологического конгресса. М.: Ин-т социологии РАН, Российское общество социологов, 2008. (ISBN 978-6-89697-157-3). http://publications.hse.ru/chapters/78753840/.

11. Соколова Е.Т. Психотерапия: теория и практика. М.: Академия, 2006.

12. Соколова Е.И. Самосознание и самооценка при аномалиях личности. М.: Мос. гос. университет, 1989.

13. Тарабрина Н.В. Практикум по психологии посттравматического стресса. М.: Когито-центр, 2007.

14. Шмелев А.Г. Психодиагностика личностных черт. СПб.: Речь, 2002.

15. Baird B.M., Le K., Lucas R.E. On the nature of intraindividual personality variability: Reliability, validity and associations with well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 2006, 90(3), 512-527.

16. Beck A.T., Emery G. Anxiety disorders and phobias: a cognitive perspective. New York: Basic Books, 2005.

17. Beck J.S. Cognitive therapy for challenging problems: what to do when basics don't work. New York: Guilford Press, 2005.

18. Diener E., Emmons R.A., Larsen R.J., Griffin S. The Satisfaction With Life Scale. Journal of Personality Assessment, 1985, 49(1), 71-75.

19. Diener E., Wirtz D., Tov W., Kim-Prieto C., Choi D., Oishi S., Bisqas-Diener R. New well-being measures: Short scales to assess flourishing and positive and negative feelings. Social Indicators Research, 2010, 97(2), 143-156.

20. Fleeson W. Toward a structure- and process-integrated view of personality: Traits as density distributions of states. Journal of Personality and Social Psychology, 2001, 80(6), 1011-1027.

21. Hamaker E.L., Dolan C.V., Molenaar P.C.M. Statistical modeling of the individual: rationale and application of the multivariate stationary time series analysis. Multivariate Behavioral Research, 2005, 40(2), 207-233.

22. Lasarus R., Folkman S. Stress, appraisal and coping. New York, NY: Springer, 1984.

23. Lynch M.F. The self-concept in relationships. In: N. Weinstein (Ed.), Human motivation and interpersonal relationships: Theory, research and applications. New-York: Springer, 2014. pp. 121-135.

24. Molenaar P.C.M., Campbell C.G. The new person-specific paradigm in psychology. Current Directions in Psychology, 2009, 18(2), 112-117.

25. Watson D., Clark L.A., Tellegen A. Development and validation of brief measures of Positive and Negativе Affect: the PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 1988, 54, 1063-1070.

Размещено на Allbest.ru