Україномовна адаптація опитувальника Сінгеліса та ін. (1995) для вивчення культурного синдрому "індивідуалізм – колективізм"

Размещено на http://www.allbest.ru/

УКРАЇНОМОВНА АДАПТАЦІЯ ОПИТУВАЛЬНИКА СІНГЕЛІСА ТА ІН. (1995) ДЛЯ ВИВЧЕННЯ КУЛЬТУРНОГО СИНДРОМУ «ІНДИВІДУАЛІЗМ - КОЛЕКТИВІЗМ»

Борисенко Л.Г.

Постановка проблеми. Після тривалого етапу зародження крос-культурної психології, коли спроби визначити, чим відрізняються різні культури, здебільшого мали якісний характер, у 70-ті рр. XX ст. з'явилася так звана етнометрія - кількісний вимір складників культури. Вже основоположник цього підходу Г. Хофстеде наводив дані вимірів «культурних цінностей» у більш ніж 70 країнах, опитавши у 1967-1973 рр. близько 100 000 респондентів [9]. Із того часу кількість охоплених дослідженнями країн неупинно зростає. Із-поміж низки культурних цінностей (або «культурних синдромів», за термінологією Г. Тріандіса) [26], виокремлених у результаті застосування етнометричного підходу, чільне місце посідає синдром «індивідуалізм - колективізм» (міра надання переваги особистим або груповим цілям), який іноді називають головним виміром культури. Етнометричні дослідження в Україні все ще поодинокі, а їх результати часто є суперечливими [4]. Не в останню чергу це пов'язано з відсутністю надійних і валідних україномовних опитувальників.

Аналіз останніх досліджень і публікацій. Г. Хофстеде розглядав індивідуалізм - колективізм як біполярний одновимірний конструкт: досить виміряти лише показник індивідуалізму, а колективістична орієнтація буде характеризуватися низьким значенням індивідуалізму [9]. Поступово стало очевидно, що індивідуалізм - колективізм (а точніше індивідуалізм і колективізм) - це два окремі складні невзаємовиключні конструкти. Людина може бути індивідуалістом і колективістом водночас, а її схильність до тієї чи іншої орієнтації може бути ситуативною і залежною від соціального контексту [16].

Суттєво переосмислив цей конструкт Г. Тріандіс. Він запропонував розглядати індивідуалізм - колективізм у горизонтальному і вертикальному вимірі. Чотири комбінації дають змогу виокремити чотири типи національних культур [22]: 1) горизонтальний індивідуалізм (Гі) - незалежність, унікальність, самостійність, рівність, відсутність зацікавленості у високому соціальному статусі; 2) вертикальний індивідуалізм (ВІ) - самостійність і незалежність у ієрархічному світі, конкуренція і прагнення до підвищення соціального статусу; 3) горизонтальний колективізм (ГК) - належність до груп, члени яких рівні між собою; 4) вертикальний колективізм (ВК) - належність до груп, члени яких мають різний статус і можуть самовіддано підпорядковуватись авторитету.

Серед близько 30 опитувальників для виміру індивідуалізму - колективізму [16] не існує загальноприйнятого стандарту, у зв'язку з чим вони дають погано співставні результати. Різні версії історично першого опитувальника Хофстеде є популярним інструментом крос-культурних досліджень, але цей опитувальник призначений для оцінювання усіх культурних цінностей, а не лише індивідуалізму - колективізму. До того ж, як зазначають деякі автори [24], інструментарій Хофстеде характеризується низькою надійністю.

Опитувальники, розробленішколою Г. Тріандіса, мають ширші можливості для застосування, дозволяють виявити вертикальний і горизонтальний компоненти індивідуалізму - колективізму, є досить валідними і надійними [6]. Головним із цієї низки опитувальників вважається опитувальник, запропонований Сін- гелісом, Тріандісом, Бхавуком і Гельфандом у 1995 р. [22]. Він є другим за частотою використання після опитувальників Хофстеде [16], його було широко адаптовано для проведення крос-культурних досліджень (зокрема, є іспанська [8], італійська [3], корейська [17] та інші версії), крім того, в низці країн використовувалася оригінальна версія без перекладу.

В Україні найбільше етнометричних досліджень проводилось із використанням методики Хофстеде. Проте, оскільки автори користувалися різними версіями опитувальника, їхні результати складно порівняти між собою. Лише три українських дослідження [23-25] є справді крос-культурними, оскільки включали порівняння кількох країн. Ще у двох роботах [1; 2] проводилося порівняння різних регіонів України.

Три дослідження в Україні базувалися на інших опитувальниках. Для порівняння орієнтації українців і американців [20] використовувався короткий опитувальник Тріандіса [27]; в іншій подібній роботі [14] використовувався неперекладений опитувальник Сінгеліса та ін. [22]. В останньому із цієї низки досліджень [12] автори використовували опитувальник Сінгеліса для оцінки незалежності Я [21].

Важливо зазначити, що жоден із вищезгаданих опитувальників не було адаптовано для використання в Україні. Лише деякі з них (наприклад, опитувальник Хофстеде) було перекладено українською мовою. Валідність і надійність жодного опитувальника також не вивчалася в Україні.

Постановка завдання. Отже, завданням цього дослідження було провести україномовну адаптацію опитувальника Сінгеліса та ін. (1995), здійснивши його переклад, дослідивши його валідність та надійність* Адаптовано з дозволу SAGE Publications - власника прав на англо-мовну версію опитувальника.

Виклад основного матеріалу дослідження. Переклад опитувальника Сінгеліса та ін. [22] з англійської мови на українську було проведено методом зворотного перекладу. Спочатку перекладач намагався максимально точно передати сенс кожного висловлювання, але так, щоб при цьому воно було зрозуміле українському користувачу. Потім перший варіант українського тексту було перекладено англійською мовою, проведено порівняння з оригінальним англійським варіантом, у переклад було внесено необхідні виправлення й уточнення. Переклад здійснював професійний перекладач за участю психолога, який вільно володіє англійською й українською мовами.

У результаті застосування цього підходу було отриману таку україномовну версію опитувальника.

1. Розмовляючи з людьми, я надаю перевагу прямолінійному, відвертому спілкуванню.

2. Моє щастя значною мірою залежить від щастя людей, які мене оточують.

3. Я б робив те, що подобається моїй сім'ї, навіть якби терпіти не міг цієї справи.

4. Перемога - це все!

5. Кожен повинен жити, не залежачи від інших.

6. За все, що відбувається зі мною, несу відповідальність лише я.

7. Як правило, я жертвую власними інтересами (вигодою) на користь групи, до якої належу.

8. Мене дратує, коли хтось виконує роботу краще за мене.

9. Для мене важливо, щоб у групі/групах, до яких я належу, підтримувалися гармонійні стосунки.

10. Для мене важливо робити свою роботу краще за інших.

11. Я люблю ділитися різними дрібничками зі своїми сусідами.

12. Мені подобається працювати в атмосфері конкуренції.

13. Наші старенькі батьки мають жити разом із нами в одному домі.

14. Благополуччя моїх колег по роботі важливе для мене.

15. Мені подобається бути унікальним, багато в чому не схожим на інших людей.

16. Якби мій родич опинився у фінансовій скруті, я б допоміг йому у міру своєї можливості.

17. Діти повинні пишатися своїми батьками, якщо ті отримують заслужену винагороду (похвалу, визнання).

18. Мої інтереси і те, що я роблю у житті, стосуються лише мене.

19. Конкуренція - це закон життя.

20. Якщо мій колега по роботі отримає премію, я буду радий за нього.

21. Я - унікальна людина.

22. Задоволення для мене - це проводити час з іншими людьми.

23. Коли хтось робить роботу краще за мене, я внутрішньо напружуюсь і мобілізуюсь.

24. Я б пожертвував справою, яку я дуже сильно люблю, якщо б цю справу не схвалювала моя сім'я.

25. Мені подобається приватність.

26. Хороше суспільство неможливе без конкуренції.

27. Дітей треба вчити ставити на перше місце свої обов'язки, а не власні забаганки.

28. Я почуваюся прекрасно, коли виконую з іншими якусь спільну роботу.

29. Терпіти не можу, якщо доводиться не погодитися з іншими членами групи, до якої я належу.

30. Деяким людям важливо постійно перемагати, але я не один із них.

31. Перед тим, як вирушити в далеку поїздку, я раджусь із багатьма своїми рідними і друзями.

32. Коли я досягаю успіху, це, як правило, пояснюється моїми здібностями.

Для цілей нашого дослідження опитування через мережу Інтернет представляє найбільший інтерес, адже воно дає можливість залучити значну кількість респондентів із різних регіонів України за короткий термін. Кількість психологічних досліджень із використанням Інтернету зростає із кожним роком. У зв'язку з цим чимало уваги приділено проблемам валідності та надійності психологічного тестування через мережу Інтернет. Як свідчать ґрунтовні порівняльні аналізи, результати інтернет-до- сліджень не відрізняються від результатів станартних підходів із використанням паперових носіїв, із тією різницею, що в них більшу увагу необхідно приділяти проблемі множинних відповідей від одного користувача [5; 7]. Щодо використання етнометричного інструментарію в інтернет-опитуваннях, то подібних робіт ще надзвичайно мало, але й поодинокі розвідки [13] дозволяють зробити висновок про перспективність цього підходу.

Ураховуючи це, нами була створена електронна інтерактивна версія опитувальника, яка розповсюджувалася через електронну пошту (шляхом особистого запрошення узяти участь у дослідженні) і шляхом розміщення оголошення на тематичних українських форумах у мережі Інтернет. Порядок подачі тверджень (див. вище) був таким же, який використовували у попередніх роботах [3; 15]. Для додаткової перевірки валідності до опитувальника було додано кілька питань, у яких учасник мав оцінити ступінь свого зв'язку з різними інгрупами (сім'я, родичі, друзі, колеги і сусіди).

Учасник оцінював кожне твердження за 9-бальною шкалою - від 1 (категорично не погоджуюся) до 9 (повністю погоджуюся). Один досліджуваний міг пройти опитування лише один раз. Після отримання відповідей бали за шкалами сумувалися відповідно до ключа (див. табл. 3). Необхідно звернути увагу, що питання № 30 є зворотнім (сума балів за такий тип питань часто має бути перетворена перед початком статистичного аналізу). Опитування проводилось у квітні і серпні 2016 року.

За час проведення опитування 514 осіб надіслали свої відповіді на питання анкети з усіх областей України. 10 відповідей не було враховано (всі відповіді одноманітні, або Україна не вказана як місце проживання). 504 відповіді (137 чоловіків і 367 жінок), що залишилися, було використано для статистичного аналізу. Вік учасників становив 18-69 років.

Подальші етапи адаптації включали дослідження коструктної валідності за допомогою конфірматорного (підтверджувального) факторного аналізу (КФА), а також надійності за допомогою методу альфа Кронбаха. У першому випадку використовувався пакет [18] для програмного середовища R, у другому - програма SPSS 17.0.

КФА було проведено з використанням методу максимальної правдоподібності (ML). Оскільки цей метод призначений для даних із нормальним розподілом, то додатково було проведено тест Саторра-Бентлера, який вносить поправку на розподіл, відхилений від нормального. Отримані індекси для моделей із різною кількістю факторів наведено в табл. 1. Для порівняння у табл. 1 також показано індекси оригінального англомовного опитувальника і його іспаномовної адаптації.

Крім того, нами було отримано три додаткові індекси, відсутні в згаданих публікаціях, - SRMR, CFI, TLI. Для 4-факторної моделі вони були відповідно 0, 072 (із поправкою після тесту Саторра-Бентлера - 0, 070), 0, 65 (0, 66), 0, 62 (0, б4); для 1-факторної моделі - 0, 092 (0, 090), 0, 36 (0, 37), 0, 32 (0, 33); для 2-факторної моделі - 0, 079 (0, 077), 0, 53 (0, 55), 0, 50 (0, 51); для 3-факторної моделі (ГІ і ВІ в одному факторі) - 0, 077 (0, 075), 0, 59 (0, 61), 0, 56 (0, 58); для 3-факторної моделі (ГК і ВК в одному факторі) - 0, 075 (0, 073), 0, 59 (0, 60), 0, 56 (0, 57).

Незважаючи на те, що КФА дозволяє побачити велику кількість індексів, кожен із яких може слугувати для оцінки параметрів досліджуваної моделі, найбільш важливим індексом вважається SRMR (standardized root mean square residual). Далі рекомендовано звернути увагу на індекси RmSeA (root mean square error of approximation) та CFI (comparative fit index) [19]. Для того, щоб модель вважалася статистично прийнятною, значення цих індексів мають бути такі: CFI > 0, 9, SRMR < 0, 08, RMSEA < 0, 06 [10; 11].

У нашому аналізі індекс SRMR є меншим необхідного рівня 0, 08 для 2-х, 3-х і 4-факторної моделі, але найкращим (найменшим) він є у 4-факторної моделі. Індекс RMSEA оптимального значення досягає лише для 4-факторної моделі. Індекс CFI є найвищим для 4-факторної моделі, хоча й не досягає необхідного значення 0, 9, але цей індекс є відносним і сильно залежить від величини х² (те ж стосується іншого відносного індексу TLI, Tucker-Lewis Index).

Інші індекси не вважаються критичними для оцінки моделі і наводяться лише для повноти картини, а також для порівняння наших даних із даними інших досліджень. Зокрема, величина х² У подібних аналізах рідко досягає прийнятних (низьких) значень, але є відправною точкою для підрахунку інших індексів. Ця величина є найнижчою для 4-факторної моделі (а значить, ця модель найкраща), причому наша 4-факторна модель є кращою, ніж 4-факторна модель іспанської версії опитувальника. Більш корисним, ніж величина х2, є індекс x2/df, який має бути <0, 03 для хороших моделей. Як видно із табл. 1, для 4-факторної моделі цей індекс є найкращим, причому знову наша 4-факторна модель є кращою, ніж іспанська. Індекси GFI (goodness of fit index) та AGFI (adjusted goodness of fit index) нині рідко використовуються у КФА, але за ними також 4-факторна модель є найкращою.

Кореляція між факторами для 2-факторної моделі становить 0, 28. Кореляції між факторами для 3-факторної моделі (ГІ і ВІ в одному факторі) такі: Інд-ГК 0, 25; Інд-ВК 0, 21; ГК-ВК 0, 49. Кореляції для 3-факторної моделі (ГК і ВК в одному факторі): Кол-ГІ -0, 007; Кол-ВІ 0, 30; ВІ-ГІ 0, 33. Значення кореляцій для 4-факторної моделі наведено в табл. 2. Показово, що суттєва кореляція між ВК і ГК не робить 2 і 3-факторні моделі кращі за 4-факторну, навіть 3-факторна модель, у якій ВК і ГК об'єднані в один фактор, не виглядає кращою, ніж 3 факторна модель із ГІ та ВІ в одному факторі.

Альфа Кронбаха для шкал ВІ і ГК є високою, перебуваючи близько до рівня 0, 7 або перевищуючи його. Для шкали ВК це значення дорівнює 0, 64, що також є прийнятним показником, оскільки для цієї шкали в інших дослідженнях альфа Кронбаха не перевищує 0, 7. Найнижче значення альфи Кронбаха отримано для шкали ГІ - 0, 56. Ця шкала є найгіршою і в інших дослідженнях, а в іспаномовній версії опитувальника має дуже низьке значення 0, 48 (табл. 1). Зважаючи на високі значення альфи Кронбаха для 2-факторної моделі, можна рекомендувати зацікавленим дослідникам вивчати лише індивідуалізм і колективізм без вертикальних і горизонтальних компонентів, але при цьому варто враховувати, що така модель загалом є статистично гіршою, ніж 4-факторна.

Факторні навантаження на кожне питання анкети для 4-факторної моделі наведено в табл. 3. Дані загалом демонструють добрий збіг із даними Сінгеліса та ін. [22]. Низькі навантаження для питань № 25 і 13 збігаються в обох дослідженнях, а відміна стосується низьких навантажень питань № 1, 32, 30, 29, 17 у нашому дослідженні (порівняно з даними Сінгеліса та ін.). Як видно, перші чотири з цих питань є проблемними і в іспаномовній версії опитувальника. Відносно низьке навантаження на питання № 30 пов'язнане з тим, що воно зворотне, тому учасники роблять у ньому більше помилок. Щодо інших питань, то їхні низькі навантаження імовірно пов'язані не з перекладом (усі вони є досить простими для перекладу), а з новим сенсом, який у них вкладається під час перенесення з однієї культури в іншу. Два з цих питань (№ 1, 32) є питаннями шкали ГІ, яка має найнижче значення альфи Кронбаха. Отже, єдиним питанням, яке є проблемним тільки у нашому дослідженні, є питання № 17. Цікаво, що це питання, знову-таки, не можна вважати складним для перекладу.

Спроба вилучити проблемні питання із моделі (поодинці чи разом) не призводить до покращення індексів моделі. Тому єдино можливим підходом для покращення надійності шкал ВК і особливо ГІ може бути повна заміна питань № 1, 32, 29, 17. Утім, така заміна є небажаною, оскільки вона зумовить відхід від сенсу, вкладеного в англомовну версію опитувальника, і зробить проблематичним крос-культурне порівняння даних, отриманих в Україні, з даними інших країн. Як окрему задачу можна також розглядати створення виключно українського опитувальника, використовуючи всі етапи пошукового дослідження - метод головних компонент і експлораторний факторний аналіз, - але, враховуючи необхідність його валідизації в інших країнах, така задача теж навряд чи є науково доцільною.

Результати дослідження кореляції між шкалами опитувальника і ступенем зв'язку з різними інгрупами свідчать, що статистично достовірна кореляція такого зв'язку існує лише для шкал колективізму (дещо вища у ГК, нижча у ВК). Ці дані є додатковим підтвердженням валідності опитувальника.

На завершення важливо підкреслити, що наше дослідження повністю базувалося на інтернет-опитуванні. Оскільки отримані статистичні показники є подекуди вищі, ніж у роботах інших авторів, які ґрунтувалися на традиційних методах опитування, представлені результати можуть слугувати підтвердженням перспективності використання етнометричного інструментарію у подібних дослідженнях.

Уперше проведено україномовну адаптацію етнометричного інструментарію - популярного опитувальника Сінгеліса та ін. для вивчення культурного синдрому «індивідуалізм - колективізм». Продемонстровано, що 4-факторна модель, яка включає вертикальні і горизонтальні компоненти індивідуалізму - колективізму, є статистично найкращою. Встановлено, що валідність і надійність україномовної версії опитувальника перебувають на статистично прийнятному рівні. Використання популярного опитувальника Сінгеліса та ін., адаптованого до використання в Україні, допоможе заповнити прогалини в етнометричних дослідженнях в Україні і розширить коло його застосування у крос-культурних дослідженнях.

опитувальник синдром індивідуалізм колективізм

ЛІТЕРАТУРА

1. Пилипенко А.Н. Украинская ментальность в координатах исследовательской программы Г. Хофстеда / А.Н. Пилипенко, Н.И. Литвиненко // Економічний вісник. - 2015. - № 2. - С. 9-19.

2. Шестаковський О. Де пролягають культурні відмінності між регіонами? Досвід застосування методології Г. Хофстеде в Україні / О. Шестаковський // Великі війни, великі трансформації: історична соціологія 20-го століття, 1914-2014: тези доп. - К., 2014. - С. 224-226.

3. Bobbio A. Horizontal and vertical individualism and collectivism: an Italian adaptation of Singelis et al.'s scale and its relations with conflict management and leadership styles / A. Bobbio, M. Sarrica. - TPM. - 2009. - Vol. 16. - P. 209-226.

4. Borysenko L.H. Ukrainian culture: individualism or collectivism? / L.H. Borysenko // Frontier problems of modern psychology. - Kherson, 2016. - P. 59-63.

5. Buchanan T. Using the internet for psychological research: personality testing on the world wide web / T. Buchanan, J.L. Smith // British Journal of Psychology. - 1999. - Vol. 90. - No. 1. - P. 125-144.

6. Cozma I. How are individualism and collectivism measured / I. Cozma // Romanian Journal of Applied Psychology. - 2011. - Vol. 13. - No. 1. - P. 11-17.

7. Gosling S.D. Should we trust web-based studies? a comparative analysis of six preconceptions about internet questionnaires. / S.D. Gosling, S. Vazire, S. Srivastava, O.P John // American Psychologist. - 2004. - Vol. 59. - No. 2. - P. 93-104.

8. Gouveia V.V The horizontal and vertical attributes of individualism and collectivism in a Spanish population / V.V. Gouveia, M. Clemente, P. Espinosa // The Journal of Social Psychology. - 2003. - Vol. 143. - No. 1. - P. 43-63.

9. Hofstede G.H. Culture's consequences: comparing values, behaviors, institutions, and organizations across nations / G.H. Hofstede. - Thousand Oaks, CA: Sage, 2003. - 622 p.

10. Hoyle R.H. The structural equation modelling approach: basic concepts and fundamental issues / R.H. Hoyle // Structural equation modelling: concepts, issues, and applications / R.H. Hoyle (ed.). - Thousand Oaks, CA: Sage, 1995. - P. 1-15.

11. Hu L. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: conventional criteria versus new alternatives / L. Hu, P.M. Bentler // Structural equation modeling. - 1999. - Vol. 6. - No. 1. - P. 1-55.

12. Kemmelmeier M. Greater self-enhancement in Western than Eastern Ukraine, but failure to replicate the Muhammad Ali effect / M. Kemmelmeier, O. Malanchuk // International Journal of Psychology. - 2016. - Vol. 51. - No. 1. - P. 78-82.

13. Lee W.N. The role of horizontal and vertical individualism and collectivism in online consumers' responses toward persuasive communication on the Web / W.N. Lee, S.M. Choi // Journal of Computer-Mediated Communication. - 2005. - Vol. 11. - No 1. - P. 317-336.

14. Mullen E. Comparing Americans' and Ukrainians' allocations of public assistance the role of affective reactions in helping behavior / E. Mullen, L.J. Skitka // Journal of cross-cultural psychology. - 2009. - Vol. 40. - No. 2. - P. 301-318.

15. Nelson M.R. Horizontal and vertical individualism and achievement values a multimethod examination of Denmark and the United States / M.R. Nelson, S. Shavitt // Journal of Cross-Cultural Psychology. - 2002. - Vol. 33. - No. 5. - P. 439-458.

16. Oyserman D. Rethinking individualism and collectivism:evaluation of theoretical assumptions and meta-analyses. / D. Oyserman, H.M. Coon, M. Kemmelmeier // Psychological bulletin. - 2002. - Vol. 128. - No. 1. - P. 3-72.

17. Robert C. An empirical analysis of measurement equivalence with the indcol measure of individualism and collectivism: implications for valid cross-cultural inference / C. Robert, W.C. Lee, K.-Y. Chan // Personnel Psychology. - 2006. - Vol. 59. - No. 1. - P. 65-99.

18. Rosseel Y. lavaan: an R package for structural equation modeling / Y. Rosseel // Journal of Statistical Software. - 2012. - Vol. 48. - No. 2. - P. 1-36.

19. Schmitt T.A. Current methodological considerations in exploratory and confirmatory factor analysis / T.A. Schmitt // Journal of Psychoeducational Assessment. - 2011. - Vol. 29. - No. 4. - P. 304-321.

20. Shafiro M. V. Ukrainian and US American females differences in individualism/collectivism and gender attitudes / M.V Shafiro, M.J. Himelein, D.L. Best // Journal of crosscultural Psychology. - 2001. - Vol. 34. - No. 3. - P. 297-303.

21. Singelis T.M. The measurement of independent and interdependent self-construals / T.M. Singelis // Personality and social psychology bulletin. - 1994. - Vol. 20. - No. 5. - P. 580-591.

22. Singelis T.M. Horizontal and vertical dimensions of individualism and collectivism: a theoretical and measurement refinement / T.M. Singelis, H.C. Triandis, D.P. Bhawuk, M.J. Gelfand // Cross-cultural research. - 1995. - Vol. 29. - No. 3. - P. 240-275.

23. Spector P.E. Do national levels of individualism and internal locus of control relate to well-being: an ecological level international study / P.E. Spector, C.L. Cooper, J.I. Sanchez [et al] // Journal of organizational behavior. - 2001. - Vol. 22. - No. 8. - P. 815-832.

24. Spector P.E. An international study of the psychometric properties of the Hofstede Values Survey Module 1994: a comparison of individual and country/ province level results / P.E. Spector, C.L. Cooper, K.Sparks // Applied psychology. - 2001. - Vol. 50. - No. 2. - P. 269-281.

25. Temirbekova Zh. Work related values: a comparison of four post-soviet countries / Z. Temirbekova, Y V. Latov, N.V Latova, Z. Temirbekov // Procedia - Social and Behavioral Sciences. - 2014. - No. 109. - P. 794-798.

26. Triandis H.C. Collectivism and individualism as cultural syndromes / H.C. Triandis // Cross-cultural research. - 1993. - Vol. 27. - No. 3-4. - P. 155-180.

Размещено на Allbest.ru