Редактор
3679
правок
Изменения
Нет описания правки
== Описание методики ==
Опросник уровня агрессивности Басса - Перри - личностныая тестовая методика, направленная на диагностику агрессивности. Является продолжением [[Опросник уровня агрессивности Басса - Дарки]]. Разработан в 1992 году. На русском языке адаптирован и валидизрован в 2002-2004 годах С. Н. Ениколоповым, Н. П. Цибульским.
== История создания ==
Методика является развитием предыдущей методики BDHI ([[Опросник уровня агрессивности Басса - Дарки]]). Наряду с популярностью использования BDHI, наблюдался рост критики, направленной на психометрическую несостоятельность опросника: все шкалы были выделены авторами априорно, применение факторного анализа приводило исследователей к выделению разных факторных структур; одни и те же вопросы входили с приблизительно равной нагрузкой в несколько факторов; не исследовалась ретестовая надежность опросника; бинарная шкала опросника была неудобна как для испытуемых (случаи, когда невозможно однозначно оценить утверждение), так и для исследователей, которые склонялись к использованию шкалы лайкерт-типа.
Получившийся опросник был заполнен тремя выборками студентов, в общей сложности 1253 человеками в возрасте 18 - 20 лет. Данные первой выборки (n = 406) были подвергнуты процедуре эксплораторного факторного анализа по методу анализа основной оси (principal axis factoring) с использованием косоугольного вращения (oblimin).
Методика Басса-Перри прошла неоднократную апробацию и адаптацию. Исследователи из Англии, Словакии, Италиии США получили результаты, подтверждающие состоятельность оригинального состава вопросов и факторной структуры опросника BPAQ. Психологи из Голландии и Канады пришли к выводу о необходимости устранить два вопроса из шкалы "Враждебность". Кроме того, голландцы получили очень низкую факторную нагрузку и удалили вопрос из шкалы "Вербальная агрессия". Результатом адаптации опросника BPAQ в Японии стало удаление двух обратных вопросов3. Стремление улучшить психометрические свойства опросника мотивировало исследователей из Испании к сокращению опросника до 20 вопросов, а американских коллег из Чикаго - до 12 вопросов.
Несмотря на разницу в результатах, в каждой из перечисленных работ по адаптации или апробации опросника BPAQ исследователи успешно воспроизводили оригинальную 4-х факторную структуру. Испытуемыми, как правило, выступали студенты университета, исключением является исследование безработных до 35 лет в Англии [8]. Исследователи из Южной Флориды [36] вышли за пределы студенческой выборки и апробировали опросник на выборке преступников (200 чел.) в возрасте 17 - 69 лет. В группу испытуемых входили 76 женщин и 124 мужчины, обвиняемые как в агрессивно-насильственных (22%), так и в не агрессивных (78%) преступлениях; 84% из всей выборки не имели высшего образования. Четырехфакторная структура BPAQ обнаружила низкую пригодность на данной выборке. В результате эксплораторного факторного анализа оптимальным стало выделение двух факторов: первый объединил в себе факторы "Гнев" и "Физическая агрессия", второй - "Враждебность" и "Вербальная агрессия". При этом, аналогично японской адаптации [31], были удалены два обратных вопроса и, как у голланцев [30], тот же вопрос из шкалы "Вербальная агрессия". На основании полученной факторной структуры ученые из Южной Флориды предположили, что в преступной среде высокий показатель по шкале гнева может быть прогнозом физической агрессии, аналогично, по враждебности можно прогнозировать склонность к вербальной агрессии [36, с. 402]. Результаты исследования не подтвердили гипотезу ученых о том, что показатели по двум выделенным факторам в группе агрессивно насильственных преступников будут выше, чем в группе неагрессивных. Кроме того, показатели по четырем факторам BPAQ в группе преступников почти не отличались от студенческих норм, взятых из исследования Басса и Перри [36]. По мнению исследователей, отсутствие предполагавшихся различий может быть следствием как минимум двух причин: из всех преступников в агрессивно-насильственных действиях обвинялись лишь 22%; в ответах на вопросы преступники проявили социальную желательность.
== Валидизация ==
Адаптируя методику BPAQ в России, мы учитывали опыт зарубежных коллег, уделяя особое внимание результатам, которые повторялись при адаптации опросника в разных языковых культурах. Помимо этого мы принимали во внимание тот факт, что результаты адаптации во многом зависят от сходства условий, в которых опросник разрабатывался и адаптируется сейчас.
На первом этапе два специалиста по психологии девиантного поведения независимо друг от друга перевели оригинальную версию опросника на русский язык. Обе версии были подвергнуты экспертной оценке4 и доработке, в результате чего был сформулирован один вариант перевода, оптимальный с точки зрения точности перевода и учета специфики понимания смысла утверждений населением нашей страны. Сформулированную версию инструкции и вопросов на русском языке мы перевели на английский язык. В заключении, независимый эксперт по девиантному поведению сравнил, насколько соответствует наш перевод оригинальной версии опросника BPAQ. Замечания эксперта были проработаны и учтены в окончательной русскоязычной версии опросника.
На втором этапе русскоязычная версия опросника была исследована на нескольких выборках испытуемых. После устранения выбросов5, полученные данные были использованы для оценки пригодности пунктов опросника BPAQ; анализа и выделения оптимальной факторной структуры опросника, подтверждения ее устойчивости; изучения конвергентной валидности, ретестовой надежности и внутренней согласованности шкал опросника; оценки межфакторной корреляции; выделения норм и различий по половому признаку.
МЕТОДИКА
Участники исследования. В исследовании были использованы данные двух групп испытуемых.
Первая группа (Г. 1) численностью 714 чел. в возрасте 18 - 25 лет представлена студентами гуманитарных и технических факультетов, а также сотрудниками коммерческих организаций. Данная группа состоит из двух независимых подгрупп испытуемых, исследованных в разный временной период: первая подгруппа (Г. 1.1), исследованная в 2002 г. включает 375 чел. - 140 девушек и 235 мужчин; вторая подгруппа (Г. 1.2), исследованная в 2004 г. - 339 чел., 150 женщин и 189 мужчин. Данные каждой из подгрупп по отдельности были использованы для подтверждения устойчивости факторной структуры.
Вторая группа численностью 149 чел. в возрасте 17 - 50 лет, из них 99 человек в возрасте 18 - 22 лет. Состав группы - преступники, 92 мужчины и 57 женщин, осужденные по статьям, содержащим обвинения в агрессивно-насильственных преступлениях: "убийство" (ст. 105 ч. 1 и 2; 107 ч. 1) - 64% испытуемых; "умышленное причинение тяжкого вреда здоровью" (ст. 111 ч. 1, 2 и 4) - 16%; "разбой" (ст. 162 ч. 1, 2 и 3) - 15%; "изнасилование" (ст. 131 ч. 1; ст. 134) - 3%; "хулиганство" (ст. 213 ч. 2) - 2%.
Результаты исследования группы преступников были использованы для оценки валидности опросника по внешнему критерию - в поведении зафиксирован факт агрессивно-насильственных действий.
Испытуемые участвовали в исследовании, располагаясь по одному за отдельным столом в специально отведенной аудитории, где находилось одновременно от 12 до 30 человек.
Методики.
1. Русскоязычная версия опросника диагностики склонности к агрессивным формам поведения BPAQ А. Басса и М. Перри. Испытуемым предлагается оценить 29 утверждений по пятибалльной шкале лайкерт-типа, от 1 ("очень на меня не похоже") до 5 ("очень на меня похоже").
2. Адаптированный в нашей стране вариант методики диагностики враждебности У. Кука и Д. Медли [5]. Опросник состоит из 50 утверждений и 4 шкал: "Настороженность", "Цинизм", "Агрессивные реакции", "Аутизация". Утверждения оцениваются по шкале лайкерт-типа от 1 ("совершенно не согласен") до 5 ("совершенно согласен").
3. Адаптированный вариант сокращенной формы методики диагностики реакции гнева Р. Новако [6]. В методике описаны 25 ситуаций, которые провоцируют реакцию гнева. Испытуемому предлагается оценить степень гнева в ответ на каждую из ситуаций по шкале лайкерт-типа от 1 ("очень низкая") до 5 ("очень высокая").
Статистическая обработка данных. В исследовании были использованы следующие компьютерные программы: MS Excel 2003, SPSS 11.5, EQS6.1.
РЕЗУЛЬТАТЫ И ИХ ОБСУЖДЕНИЕ
Оценка пригодности пунктов опросника. Психометрический анализ утверждений опросника включал в себя оценку корреляций между пунктами опросника, подсчет индекса сложности. Кроме того, по результатам эксплораторного факторного анализа мы оценивали уровень факторной нагрузки и коэффициент избирательности.
Подсчет корреляций между пунктами с использованием коэффициента г Пирсона не обнаружил того уровня корреляции (r > 0.6), на основании которого можно утверждать, что какие-то из пунктов опросника дублируют друг друга.
Под индексом сложности понималась доля ключевых ответов при оценке утверждения, взятая в процентах от общего количества ответов. Ключевыми ответами считались оценки 4 ("скорее похоже на меня, чем не похоже") и 5 ("очень на меня похоже") для прямых утверждений, "2" и "1" для обратных. Утверждение считалось пригодным, если индекс сложности находился в интервале от 20% до 80%. Полученные результаты свидетельствуют в пользу пригодности всех 29 утверждений опросника (см. табл. 1).
Два других критерия оценки пригодности утверждений опросника - уровень факторной нагрузки и коэффициент избирательности - были проанализированы после проведения эксплораторного факторного анализа.
Эксплораторный факторный анализ. Корреляционная матрица ответов первой группы Г. 1 по 29 утверждениям была исследована методом анализа основной оси principal axis factoring с использованием косоугольного вращения oblimin. На основании полученных результатов мы решили полностью отказаться от шкалы "Вербальная агрессия". Три пункта данной шкалы были признаны непригодными на основании следующих критериев: уровень факторной нагрузки утверждения по соответствующей шкале должен быть не ниже 0.3; утверждение не должно иметь равных факторных нагрузок по нескольким факторам. Утверждение "Я часто не соглашаюсь с другими людьми" мы признали непригодным по причине низкой факторной нагрузки, равной 0.21. Еще два утверждения, "Людям, которые меня раздражают, я говорю все, что я о них думаю" и "Я прямо говорю своим друзьям, если я с ними в чем-то не согласен", имели приблизительно равные факторные нагрузки по двум факторам - "Вербальная агрессия" и "Гнев". Оставшиеся два пункта, принадлежащие в BPAQ фактору "Вербальная агрессия", не могли выполнять роль самостоятельной шкалы. Помимо этого, при удалении значений трех непригодных пунктов и повторной факторизации матрицы из 26 утверждений эти два пункта попадали в фактор "Гнева", что противоречило представлениям о гневе в концепции Басса и Перри [16].
Устранив пункты, принадлежащие в BPAQ шкале "Вербальная агрессия", мы получили корреляционную матрицу ответов по 24 утверждениям, на которой вновь провели эксплораторный факторный анализ с использованием того же метода и способа вращения. В результате были выделены три фактора, соответствующие по числу и составу утверждений их англоязычным аналогам в оригинальном опроснике BPAQ Басса-Перри: "Враждебность" объясняет 31 % от общей дисперсии; "Физическая агрессия" - 20%; "Гнев" - 11%.
Факторные нагрузки и коэффициенты избирательности утверждений по трехфакторной структуре русскоязычной версии опросника BPAQ представлены в табл. 2.
Все 24 утверждения обладают факторной нагрузкой выше принятого нами критического значения 0.3. Подсчитанные для каждого утверждения значения коэффициента избирательности6 также свидетельствуют в пользу пригодности всех утверждений трехфакторной структуры, так как находятся в рамках критического интервала от 0.3 до 0.7 (табл. 2).
На следующем этапе проверялась устойчивость трехфакторной структуры. Матрица ответов первой группы была разделена на две подгруппы, каждая из которых исследовалась сначала эксплораторным, а затем конфирматорным факторным анализом. Результаты эксплораторного анализа (табл. 2) по методу principal axis factoring с вращением oblimin, полученные на обеих подгруппах (Г. 1.1, Г. 1.2), подтверждают устойчивость трехфакторной структуры и пригодность каждого из пунктов. Анализ пунктов опросника по четырем выше описанным критериям говорит о пригодности 24 утверждений, представленных в трехфакторной структуре.
Конфирматорный факторный анализ. Вслед за Бассом и Перри, используя конфирматорный факторный анализ, мы исследовали три модели факторной структуры русскоязычной версии опросника. Первая - модель генерального фактора, объединяющего все 24 утверждения. Вторая - модель трех коррелирующих между собой факторов. Третья - иерархическая модель, в которой три коррелирующих фактора первого порядка подчиняются генеральному фактору второго порядка.
Тестирование пригодности моделей осуществлялось по методу максимального правдоподобия
________________________________________
6 Коэффициент избирательности (КИ) представляет собой величину корреляции значений по пункту с общим показателем по шкале за минусом значений по данному пункту.
стр. 118
________________________________________
Таблица 2. Трехфакторная структура русскоязычной версии опросника BPAQ, факторные нагрузки, показатель внутренней согласованности и коэффициент избирательности
Факторные нагрузки КИ
Г.1 Г .1.1 Г. 1.2
"ФИЗИЧЕСКАЯ АГРЕССИЯ" (α = .77)
1. Иногда я не могу сдержать желание ударить другого человека .42 .36 .70 .31
2. Если меня спровоцировать, я могу ударить другого человека .79 .72 .76 .55
3. Если кто-то ударит меня, я дам сдачи .67 .61 .64 .39
4. Я дерусь чаще, чем окружающие .43 .34 .48 .36
5. Если для защиты моих прав мне надо применить физическую силу, я так и сделаю .86 .74 .89 .57
6. Некоторые люди своим обращением ко мне могут довести меня до драки .77 .64 .84 .61
7. Я не могу представить себе причину, достаточную, чтобы ударить другого человека .64 .65 .56 .42
8. Бывало, что я угрожал своим знакомым .41 .40 .41 .36
9. Иногда я настолько выходил из себя, что ломал вещи .39 .43 .37 .41
"ГНЕВ" (α = .79)
1. Я быстро вспыхиваю, но и быстро остываю .55 .39 .62 .41
2. Я раздражаюсь, когда у меня что-то не получается .39 .43 .37 .43
3. Иногда я чувствую, что вот-вот взорвусь .41 .38 .39 .51
4. У меня спокойный характер .82 .84 .71 .45
5. Некоторые мои друзья считают, что я вспыльчив .77 .61 .79 .57
6. Иногда я выхожу из себя без особой причины .53 .62 .48 .55
7. Мне трудно сдерживать раздражение .56 .58 .47 .58
"ВРАЖДЕБНОСТЬ" (α = .69)
1. Бывает, что я просто схожу с ума от ревности .35 .44 .33 .32
2. Временами мне кажется, что жизнь мне что-то не додала .55 .37 .61 .37
3. Другим постоянно везет .66 .40 .76 .40
4. Я не понимаю, почему иной раз мне бывает так горько .71 .65 .69 .44
5. Я знаю, что мои так называемые друзья сплетничают обо мне .37 .34 .41 .36
6. Я не доверяю слишком доброжелательным людям .39 .36 .35 .33
7. Иногда мне кажется, что люди насмехаются надо мной за глаза .56 .50 .58 .41
8. Если человек слишком мил со мной, значит он от меня что-то хочет .40 .33 .44 .34
-----
Примечание: α - показатель внутренней согласованности шкалы Кронбаха, КИ - коэффициент избирательности.
maximum likelihood на каждой из четырех подгрупп испытуемых, образованных делением первой группы. В одном случае основанием для выделения двух подгрупп был год проведения исследования (2002 г. и 2004 г., соответственно), в другом - пол испытуемых (290 женщин и 424 мужчины).
Соответствие модели эмпирическим данным каждой из четырех подгрупп мы определяли на основании подсчета следующих коэффициентов:
1. индекс отношения критерия согласия к числу степеней свободы: χ2/df (Joreskog & Sorbom);
2. среднеквадратическая погрешность аппроксимации RMSEA (Brown & Cudeck);
3. стандартизированный среднеквадратический остаток SRMR;
4. индекс сравнительной пригодности CFI (Bentler);
5. индекс критерия согласия GFI и скорректированный индекс критерия согласия AGFI (Joreskog & Sorbom);
6. ненормированный индекс пригодности NNFI (Bentler & Bonnet).
Если индекс χ2/df меньше 2, коэффициент RMSEA находится в пределах до 0.06, SRMR в пределах до 0.08, а индексы CFI, GFI, AGFI, NNFI в районе 0.9, то можно утверждать, что тестируемая модель не противоречит эмпирическим данным, а значит считается пригодной [24]. Протестировав первую модель на каждой из четырех подгрупп испытуемых, мы получили значения коэффициентов, по которым был сделан вывод о
стр. 119
________________________________________
Таблица 3. Результаты конфирматорного факторного анализа в нашем и зарубежных исследованиях факторной структуры BPAQ
χ2 df χ2/df RMSEA SRMR CFI GFI AGF1 NNF1
J. A. Harris, 1995 г. (Канада) 306 студентов (155 муж. и 151 жен.), возраст 18 - 20 лет 901.26 371 2.43 .077 .83 .794
4-х факторная модель Басса и Перри (29 вопросов)
C. Meesters et al., 1996 г. (Голландия) 762 студента (244 муж. и 518 жен.), возраст М = 21.4, SD = 3.3 1586 371 4.28 .064 .87 .84
4-х факторная модель Басса и Перри (29 вопросов)
C. Meesters et al., 1996 г. (Голландия) 762 студента 1053 293 3.59 .058 .90 .88
Модифицированная 4-х факторная модель (26 вопросов)
J. Archer et al., 1995 г. (Англия) 200 студентов (100 муж. и 100 жен.), возраст М = 25.13, SD = 6.17 886.4 371 2.4 .084 .78 .76 .76
4-х факторная модель Басса и Перри (29 вопросов)
J. Archer et al., 1995 г. (Англия) 200 студентов 92.4 48 1.9 .068 .95 .93 .93
Модифицированная 4-х факторная модель (12 вопросов)
F. Bryant, В. Smith, 2001 г. (США) 307 студентов (131 муж. и 173 жен.), возраст М= 18.94, SD = 1.21 1042.8 371 2.8 .077 .81 .81 .79
4-х факторная модель Басса и Перри (29 вопросов)
F. Bryant, B. Smith, 2001 г. (США) 307 студентов 105.7 48 2.2 .063 .96 .94 .94
Модифицированная 4-х факторная модель (12 вопросов)
Исследование 2002 г., 375 человек (140 жен. и 235 муж.) в возрасте 18 - 25 лет 440.6 240 1.84 .047 .059 .87 .91 .89 .85
Трехфакторная модель (24 вопроса)
Исследование 2005 г., 339 человек (150 жен. и 189 муж.) в возрасте 18 - 25 лет 463.3 240 1.93 .052 .064 .89 .89 .87 .87
Трехфакторная модель (24 вопроса)
Женская подгруппа, 290 человек в возрасте 18 - 25 лет 392.7 240 1.64 .047 .061 .89 .90 .87 .87
Трехфакторная модель (24 вопроса)
Мужская подгруппа, 424 человека в возрасте 18 - 25 лет 456.6 240 1.9 .046 .058 .88 .91 .89 .86
Трехфакторная модель (24 вопроса)
-----
Примечание. В верхней части таблицы приведены результаты конфирматорного факторного анализа, полученные зарубежными учеными при исследовании пригодности модели четырех коррелирующих факторов опросника BPAQ: J. A. Harris [23], C. Meesters et al. [30], J. Archer et al. [8], F. Bryant, B. Smith [12]. В нижней части таблицы приведены результаты нашего исследования модели трех коррелирующих факторов в русскоязычной версии опросника BPAQ, которые были получены на четырех подгруппах испытуемых. Пустые клетки таблицы означают, что данные коэффициенты исследователями не подсчитывались.
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:
1. шкалы изучаемого опросника должны положительно коррелировать со шкалами других тестов, направленных на измерение тех же личностных качеств;
2. шкалы изучаемого опросника не должны коррелировать со шкалами методик, предназначенных для исследования качественно иных психологических конструктов;
3. 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.
Как мы и предполагали, каждая из шкал русскоязычной версии BPAQ в наименьшей степени связана с фактором "Аутизм" (табл. 4).
Четвертую гипотезу мы проверяли с учетом половых различий. Заключенные мужской исправительной колонии, совершившие агрессивно-насильственные преступления, отличались от законопослушной молодежи высокими показателями не только по фактору "Физическая агрессия", но и по шкалам "Враждебность" и "Гнев" (табл. 5).
Результаты, полученные при сравнении женских групп, также подтверждают последнюю гипотезу, но уже с меньшим уровнем значимости р < .05. К тому же значимое преобладание показа-
Таблица 4. Корреляционная связь между шкалами русскоязычной версии BPAQ, методиками Кука-Медли и Новако
Шкалы "Гнев" BPAQ "Физическая агрессия" BPAQ "Враждебность" BPAQ
"Гнев" (Новако) All .169 .344
р = .000 р = .036 р = .000
"Агрессия" (Кук-Медли) .299 .443 .266
р = .000 р = .000 р=001
"Настороженность" .394 .225 .539
(Кук-Медли) р = .000 р = .005 р = .000
"Цинизм" (Кук-Медли) .215 .196 .374
р = .008 р = .015 р = .000
"Аутизм" (Кук-Медли) .070 .107 .289
р = .385 р = .180 р = .000
-----
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
Шкала Мужчины Z p
Группа N 2 Группа N 1
"Физическая агрессия" M = 29.59 M = 26.49 2.11 0.00
SD = 7.02 SD = 6.22
"Гнев" M = 22.96 M = 20.29 1.59 0.01
SD = 5.11 SD = 5.67
"Враждебность" M = 24.93 M = 22.08 1.98 0.00
SD = 6.09 SD = 5.21
-----
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
Шкала Женщины Z p
Группа N 2 Группа N 1
"Физическая агрессия" M = 24.54 M = 21.53 1.43 0.03
SD = 7.22 SD = 6.49
"Гнев" M = 20.95 M = 22.62 0.93 0.35
SD = 6.53 SD = 5.66
"Враждебность" M = 24.97 M = 22.81 1.39 0.04
SD = 6.38 SD = 5.66
-----
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
Шкалы "Гнев" "Враждебность"
"Физическая r =.30 r =.24
агрессия" р =.00 p = .00
"Гнев" - r =.44
p = .00
Таблица 8. Средние, стандартные отклонения и значимые различия по шкалам русскоязычной версии опросника BPAQ у мужчин и женщин
Мужчины Женщины Z p
"Физическая агрессия" M = 26.49
SD = 6.22 M = 21.53
SD = 6.49 4.87 0.00
"Гнев" M = 20.29
SD = 5.67 M = 22.62
SD = 5.66 2.03 0.00
"Враждебность" M = 22.08
SD = 5.21 M = 22.81
SD = 5.66 1.10 0.18
Интегральная шкала M = 68.85
SD = 13.15 M = 66.97
SD = 13.44 1.24 0.09
телей заключенные обнаружили только по шкалам "Физическая агрессия" и "Враждебность". Несмотря на то, что различия в женских группах по шкале "Гнев" не достигают уровня значимости, показатель склонности к гневу в группе заключенных ниже, чем в группе студенток и молодых специалистов (см. табл. 6). Результат, полученный по шкале "Гнев", может быть обусловлен рядом неучтенных факторов, в частности, демонстрацией социальной желательности со стороны заключенных, особенностями женской уголовной субкультуры и другими, что требует дальнейшей экспериментальной проверки.
Эмпирическое подтверждение сформулированных нами гипотез является необходимым, но не достаточным условием для окончательного утверждения о конструктной валидности русскоязычной версии опросника BPAQ. Очень важно также исследовать прогностическую валидность опросника.
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.
== Внутренняя структура ==
== Литература ==
# Ениколопов С. Н., Цибульский Н. П. Психометрический анализ русскоязычной версии Опросника диагностики агрессии А.Басса и М.Перри // Психологический журнал. 2007. № 1. с. 115—124.
