Непригодности модели одного генерального фактора.

Результаты исследования модели трех коррелирующих факторов мы сопоставили с результатами исследования зарубежных коллег, которые тестировали пригодность модели четырех коррелирующих факторов опросника BPAQ (табл. 3).

Представленные в таком виде результаты позволяют не только констатировать пригодность модели трех коррелирующих факторов, но и говорить о том, что трехфакторная модель в исследовании русскоязычной версии опросника BPAQ является не менее пригодной, чем модификации четырехфакторной структуры в исследованиях зарубежных коллег. Значения коэффициентов, отражающих соответствие иерархической модели эмпирическим данным, практически не отличаются от представленных в табл. 3 результатов исследования модели трех коррелирующих факторов. Таким образом, на основании результатов конфирматорного анализа можно сделать вывод о пригодности и устойчивости на разных подгруппах испытуемых двух моделей факторной структуры русскоязычной версии опросника BPAQ: модели трех коррелирующих между собой факторов и иерархической модели.

Конструктная валидность. Исследовав факторную структуру опросника, мы перешли к анализу конструктной валидности шкал. Согласно Клайну [4, с. 29], он может быть лучше всего описан через проверку ряда гипотез:

Шкалы изучаемого опросника должны положительно коррелировать со шкалами других тестов, направленных на измерение тех же личностных качеств;

Шкалы изучаемого опросника не должны коррелировать со шкалами методик, предназначенных для исследования качественно иных психологических конструктов;

Испытуемые, имеющие высокую выраженность качеств, измеряемых шкалами изучаемого опросника, покажут по этим шкалам значимо более высокие показатели, чем испытуемые, у которых эти качества не наблюдались.

Стр. 120

В нашем случае на первом этапе была исследована корреляционная связь между шкалами русскоязычной версии опросника BPAQ, адаптированной версии опросника диагностики враждебности Кука-Медли [5], адаптированной версии опросника диагностики реакции гнева Новако [6].

На втором этапе была исследована валидность по внешнему критерию - агрессивно-насильственному поведению. Мы сравнили результаты по шкалам русскоязычной версии BPAQ первой и второй группы испытуемых. Первая группа, 714 чел., студенты и молодые специалисты, характеризовались отсутствием официально зафиксированных агрессивно-насильственных актов поведения. Вторая группа, 149 преступников, отбывали срок в исправительных колониях по статьям, содержащим обвинения в агрессивно-насильственных преступлениях.

В рамках анализа конструктной валидности мы сформулировали и проверяли следующие гипотезы:

1. шкала "Гнев" BPAQ должна в наибольшей степени коррелировать со шкалой "Гнев" Новако и в наименьшей степени со шкалой "Аутизм" Кука-Медли;

2. шкала "Физическая агрессия" BPAQ должна в наибольшей степени коррелировать со шкалой "Агрессия" Кука-Медли и в наименьшей степени со шкалой "Аутизм";

3. шкала "Враждебность" BPAQ должна в наибольшей степени коррелировать со шкалой "Настороженность" Кука-Медли и в наименьшей степени со шкалой "Аутизм";

4. показатель по шкале "Физическая агрессия" BPAQ должен быть значимо выше в группе агрессивно-насильственных преступников по сравнению с группой студентов и молодых специалистов.

Несмотря на различия измеряемых психологических конструктов "Гнев" и "Агрессия" в работах Новако [32], Кука и Медли [19], Басса и Перри [16], мы обнаружили умеренную значимую связь между шкалами гнева (.477) и шкалами агрессии (.433). При этом, как для шкалы "Гнева", так и для шкалы "Физическая агрессия" методики BPAQ, обнаруженная связь была наибольшей по сравнению с остальными шкалами (табл. 4).

Экспериментально подтверждаемая гипотеза о значимой связи между шкалами "Враждебность" и "Настороженность" была обусловлена происхождением шкалы "Враждебность" в результате объединения вопросов из шкал "Подозрительность" и "Обидчивость". Область исследования шкалы "Настороженность" Кука-Медли и шкалы "Враждебность" Басса-Перри включает в себя такие характеристики, как паранойяльные тенденции, мнительность, подозрительность. Была обнаружена значимая положительная связь шкалы "Настороженность" и фактора "Подозрительность" методики BDHI Басса-Дарки [22]. Ф. Брайант и Б. Смит [12] экспериментально подтвердили значимую связь интегральной шкалы "Враждебность" методики Кука-Медли и фактора "Враждебность" опросника BPAQ.

Примечание. Корреляция Пирсона была подсчитана на выборке из 200 чел. (100 мужчин и 100 женщин), представителей первой группы.

Таблица 5. Различия по шкалам русскоязычной версии методики BPAQ у мужчин первой и второй группы испытуемых

-----

Примечание. Группа N 2 - мужчины-заключенные, 92 чел. в возрасте 18 - 50 лет, совершившие агрессивно-насильственные преступления; группа N 1 - мужчины, 424 чел. в возрасте 18 - 25 лет, студенты и сотрудники коммерческих организаций. Z - критерий Колмогорова-Смирнова.

Стр. 121

Таблица 6. Различия по шкалам русскоязычной версии методики BPAQ у женщин первой и второй группы испытуемых

-----

Примечание. Группа N 2 - женщины-заключенные, 57 чел. в возрасте 18 - 27 лет, совершившие агрессивно-насильственные преступления; группа N 1 - женщины, 290 чел. в возрасте 18 - 25 лет, студентки и сотрудницы коммерческих организаций. Z- критерий Колмогорова-Смирнова.

Таблица 7. Корреляция между факторами русскоязычной версии опросника BPAQ

Ретестовая надежность и внутренняя согласованность. Ретестовая надежность шкал опросника определялась дважды. Спустя три недели 50 чел. (30 мужчин и 20 женщин) из первой подгруппы испытуемых, исследованных в 2002 г., вновь оценили утверждения опросника BPAQ. Во второй подгруппе повторно, через четыре недели, были исследованы 40 чел. (20 женщин и 20 мужчин). Подсчитанный коэффициент корреляции r Пирсона имел следующие значения: "Физическая агрессия" 0.79 - 0.77; "Гнев" 0.81 - 0.82; "Враждебность" 0.84 - 0.82; интегральная шкала, 24 пункта 0.85 - 0.83.

Коэффициент внутренней согласованности а Кронбаха, подсчитанный на первой группе испытуемых (714 чел.), имел следующие значения: "Физическая агрессия" - 0.77; "Гнев" - 0.79; "Враждебность" - 0.69; интегральная шкала - 0.81.

Полученные результаты свидетельствуют о приемлемом уровне надежности русскоязычной версии опросника BPAQ.

Межфакторная корреляция. Результаты межфакторной корреляции, полученные для первой группы испытуемых, подтверждают отсутствие ортогональности факторов (табл. 7).

Нормы и гендерные различия. Первая группа испытуемых была разделена на женскую (290 чел.) и мужскую (424 чел.) подгруппы для сравнения по шкалам русскоязычной версии опросника BPAQ. Значимые гендерные различия были обнаружены по двум шкалам опросника (см. табл. 8). Мужчины отличаются высоким показателем по фактору "Физическая агрессия", что согласуется с результатами тендерных исследований западных коллег, использовавших методику BPAQ [9, 16, 27, 30, 31, 33] или другие методы исследования агрессии [20, 25]. Женщины демонстрируют более высокую склонность к реакциям гнева, что также не противоречит нашим предположениям и исследовательскому опыту зарубежных ученых [7, 9, 17, 18, 30].

Неожиданным является результат, согласно которому женская подгруппа отличается от мужчин более высокой враждебностью. Данный результат представляет интерес и требует дальнейшего исследования даже несмотря на то, что различие не достигает уровня статистической значимости.

Опираясь на работы зарубежных ученых, мы предполагаем, что высокий уровень гнева и враждебности у женщин обусловлен нормами агрессии в нашем обществе. Так, изучение агрессивного поведения в 100 различных субкультурах позволило сделать вывод о том, что диапазон используемых агрессивных стратегий поведения в наи-

Стр. 122

большей степени связан с нормами агрессивного поведения в культуре определенного общества [34, 13]. В исследовании агрессивного поведения мужчин и женщин из Испании и Японии показано, что различия по физической и вербальной агрессии в большей степени детерминированы биологическим полом, нежели культурой, а по враждебности и гневу - спецификой культуры конкретного общества [33]. Норма по фактору "враждебность" у женщин нашего общества является высокой (см. табл. 8), что подтверждается сравнением с женской нормой других стран: в США (M = 20.2; SD = 6.3) [16]; в Японии (M = 17.6; SD = 6.1) [31]; в Голландии (M = 18.6; SD = 5.6) [30]. Согласно исследованиям Фассати с соавт. [21], итальянские женщины имеют еще более высокий уровень враждебности (M = 23.28; SD = 6.57), чем женщины в нашей стране.

Актуальность изучения условий, способствующих высокому уровню враждебности и гнева у женщин, подтверждаемая результатами нашего исследования, обусловлена не только тем, что враждебность является предпосылкой роста прямых и косвенных форм агрессивного поведения, но и, например, связью враждебности и психосоматических заболеваний, подтверждаемой с использованием опросника BPAQ [29].

ВЫВОДЫ

Результаты проведенного психометрического анализа подтверждают пригодность адаптированной русскоязычной версии опросника BPAQ для диагностики склонности к физической агрессии, враждебности и гневу.

Выделенная трехфакторная структура адаптированной версии соответствует теоретическим положениям о трех компонентах агрессии в концепции Басса и Перри: инструментальный компонент агрессии - "физическая агрессия"; аффективный компонент, включающий в себя физиологическое возбуждение и подготовку к агрессии, - "гнев"; когнитивный компонент, основанный на переживании чувства несправедливости и ущемленности, неудовлетворенности желаний - "враждебность". Важным результатом исследования опросника является обнаруженная связь между самоотчетом о склонности к агрессии и реальным агрессивно-насильственным поведением.

Последующая работа над адаптированной русскоязычной версией опросника, направленная на дальнейшее изучение конвергентной, прогностической валидности, позволит использовать методику для решения задач на прогнозирование деликвентного агрессивного поведения и склонности к психосоматическим заболеваниям. Использование опросника в исследованиях различных социальных групп и кросскультурных исследованиях позволит проанализировать социально-психологический контекст легитимного существования агрессии в обществе.

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ

1. Ениколопов С. Н. Опросник Басса-Дарки // Практикум по психодиагностике. Психодиагностика мотивации и саморегуляции. М.: МГУ, 1990. С. 6 - 11.

2. Ениколопов С. Н. Некоторые результаты исследования агрессии // Личность преступника как объект психологического исследования. М, 1979. С. 100 - 110.

3. Ениколопов С. Н. Агрессивность как специфическая форма активности и возможности ее исследования на контингенте преступников // Психологическое изучение личности преступника. М., 1976. С. 83 - 114.

4. Клайн П. Справочное руководство по конструированию тестов / Под ред. Л. Ф. Бурлачука. Киев: Пан Лтд., 1994.

5. СобчикЛ. Н. Введение в психологию индивидуальности. М., 1998.

6. Юханаева А. Апробация краткого варианта опросника гнева Р. Новако. Дипломная работа. МГУ, ф-т психологии, 2005 // http://aggressive-behavior.nar-od.ru/

7. Archer J., Haigh A. Beliefs about aggression among male and female prisoners // Aggressive Behavior. 1997. V. 23. P. 405 - 415.

8. Archer J., Holloway R., McLoughlin K. Self-reported physical aggression among young men // Aggressive Behavior. 1995. V. 21. P. 325 - 342.

9. Archer J., Kilpatrick G., Bramwell R. Comparison of two aggression inventories // Aggressive Behavior. 1995. V. 21. P. 371 - 380.

10. Bendig A. W. Factor analytic scales of covert and overt hostility // Journ. of Consulting Psychology. 1962. V. 26. P. 200.

11. Bernstein I. H., Gesn P. R. On the dimensionality of the Buss-Perry aggression questionnaire // Behavior Research and Therapy. 1997. V. 35. P. 563 - 568.

12. Bryant F. B., Smith B. D. Refining the architecture of aggression: A measurement model for the Buss-Perry aggression questionnaire // Journ. of Research in Personality. 2001. V. 35. P. 138 - 167.

13. Burbank V. Female aggression in cross-cultural perspective // Behavior Science Research. 1987. V. 21. P. 70 - 100.

14. Bushman B. J., Cooper H. M., Lemke K. M. Meta-analysis of factor analyses: An illustration using the Buss-Durkee hostility inventory // Personality and Social Psychology Bulletin. 1991. V. 17. P. 344 - 349.

15. Buss A. F., Durkee A. An inventory for assessing different kinds of hostility // Journ. of Consulting Psychology. 1957. V. 21. P. 343 - 349.

16. Buss A. H., Perry M. The Aggression Questionnaire // Journ. of Personality and Social Psychology. 1992. V. 63. P. 452 - 459.

Стр. 123

17. Campbell A., Muncer S., Gorman B. Gender and social representation of aggression: a communal-agenetic analysis // Aggressive Behavior. 1993. V. 19. P. 95 - 108.

18. Campbell A., Muncer S., Coyle E. Social representations of aggression as an explanation of gender differences: a preliminary study // Aggressive Behavior. 1992. V. 18. P. 95 - 108.

19. Cook W. W., Medley D. M. Proposed hostility Pharisaic virtue scales for the MMPI // Journ. of Applied Psychology. 1954. V. 38. P. 414 - 418.

20. Eagly A. H., Steffen V. Gender and aggressive behavior: A meta-analytic review of the social psychological literature // Psychological Bulletin. 1986. V. 100. P. 309 - 330.

21. Fossati A., Maffei C, Acquarini E., Di Ceglie A. Multigroup Confirmatory Component and Factor Analyses of the Italian Version of the Aggression Questionnaire // European Journ. of Psychological Assessment. 2003. V. 19(1). P. 54 - 65.

22. Han K., Weed N. C, Calhoun R. E., Butcher J. N. Psychometric characteristics of the MMPI-2 Cook-Medley Hostility Scale // Journ. of Personality Assessment. 1995. V. 65(3). P. 567 - 585.

23. Harris J. A. Confirmatory factor analysis of the Aggression Questionnaire // Behaviour Research and Therapy. 1995. V. 33. P. 991 - 993.

24. Hu L., Bender P. M. Cutoff criteria for fit indexes in co-variance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives // Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 1999. V. 6. P. 1 - 55.

25. Hyde J. S. How large are gender differences in aggression: a developmental meta-analysis // Developmental Psychology. 1984. V. 20. P. 722 - 736.

26. Lange A., Dehghani B., De Beurs E. Validation of the Dutch adaptation of the Buss-Durkee Hostility Inventory // Behaviour Research and Therapy. 1995. V. 33. P. 229 - 233.

27. Lovas L., Trenkova S. Aggression perception of an incident // Studia Psychologia. 1996. V. 38. P. 265 - 270.

28. Maiuro R. D., Cahn T. S., Vitaliano P. P. et al. Anger, hostility, and depression in domestically violent versus generally assaultive men and nonviolent control subjects // Journ. of Consulting and Clinical Psychology. 1988. V. 56. P. 17 - 23.

29. Meesters C. M., Muris P., Backus I. Dimensions of hostility and myocardial infraction in adult males //Journ. of Psychosomatic Research. 1996. V. 40. P. 21 - 28.

30. Meesters C., Muris P., Bosma H. et al. Psychometric evaluation of the Dutch version of the Aggression Questionnaire // Behavior Research and Therapy. 1996. V. 34. P. 839 - 843.

31. Nakano K. Psychometric evaluation on the Japanese adaptation of the aggression questionnaire // Behavior Research and Therapy. 2000. V. 39. P. 853 - 858.

32. Novaco R. W. Anger control: The development and evaluation of an experimental treatment. Lexington, KY: Lexington, 1975.

33. Ramirez J., Andreu J. M., Fujihara T. Cultural sex differences in aggression: A comparison between Japanese and Spanish students using two different inventories // Aggressive Behavior. 2001. V. 27. P. 313 - 322.

34. Rohner R. P. Sex differences in aggression: phylogenetic and exculturation perspectives // Ethos. 1976. V. 4. P. 57 - 72.

35. Vigil-Colet A., Lorenzo-Seva U., Codorniu-Raga M. J., Morales F. Factor Structure of the Buss-Perry Aggression Questionnaire in Different Samples and Languages // Aggressive Behavior. 2005. V. 31. P. 601 - 608.

36. Williams T. Y., Boyd J. C., Cascardi MA., Poythress N. Factor Structure and Convergent Validity of the Aggression Questionnaire in an Offender Population // Psychological Assessment. 1996. V. 8 (4). P. 398 - 403.

• ⇐ Назад
• 6
• 7
• 8
• 9
• 10
• 11
• 12
• 13
• 14
• 15
• 16
• 17
• 18
• 192021
• Далее ⇒