Изменения

Д. Уотсон, Л. Кларк и А. Теллеген опре­деляют высокий уровень позитивно­го аффекта (ПА) как состояние при­ятной вовлеченности, высокой энер­гичности и полной концентрации в противовес унынию и вялости (низ­кий ПА). Высокий уровень негатив­ного аффекта (НА) они определяют как состояние субъективно пережи­ваемого страдания, неприятной во­влеченности (различной по содержа­нию — это может быть гнев, отвраще­ние, презрение, вина, страх, раздра­жительность) в противовес спокой­ствию и безмятежности (низкий НА).

Теоретической основой шкалы PANAS является иерархическая модель эмоций Д. Уотсона и А. Теллегена, верх­ний уровень которой содержит два фактора, соответствующие двум зна­кам валентности эмоций (позитив­ному и негативному), а нижний уро­вень включает факторы, соответ­ствующие различным по содер­жанию эмоциям (страх, враждеб­ность, радость и др.). Следует отметить, что рядом авторов были предложе­ны модели эмоций, включающие и другие измерения, помимо валентно­сти: так, В. Вундтом, помимо измере­ния измере­ния валентности («удовольствие — неудовольствие»), были выделены два измерения субъективного пере­живания аффекта, отражающие аспекты активации («возбуждение — успокоение» и «напряжение — раз­рядка»), В ряде теорий именно изме­рение активации выдвигается в каче­стве основного; в рамках других моделей вво­дятся и такие измерения эмоций, как «принятие — отвержение», «контроль — импульсив­ность», «внимание — невнимание» и «уверенность — неуверен­ность». Таким образом, модель Д. Уотсона и А. Теллегена можно считать некоторым упроще­нием, которое, однако, может быть оправдано соображениями практики.Еще одним основанием для критики модели эмоций Д. Уотсона и А. Теллегена является то, что измере­ния позитивного и негативного аф­фекта операционализированы в ней не как два полюса единой биполяр­ной шкалы, а как две униполярные шкалы, которые при этом, по данным многочисленных исследований, сла­бо отрицательно коррелируют. С точки зре­ния критиков, в слабые отрица­тельные корреляции показателей ПА позитивного аффекта и НА негативного аффекта могут вносить вклад слу­чайная ошибка измерения и систе­матическая ошибка, связанная со склонностью респондентов согла­шаться либо не соглашаться с утверждениями. Действительно, выделение двух факторов в результате процедуры факторного анализа биполярного конструкта может быть артефактом процедуры анализа в ситуации, когда содержательно более подходящей моделью является одно биполярное измерение. Подобные данные применительно к дескрипторам эмоций действительно существуют, в частности, модель Дж. Расселла и Дж. Кэрролла из двух измерений — удовольствие и активация.

Существует, однако, и ряд веских соображений в пользу независимого измерения ПА позтивного аффекта и НАнегативного аффекта. По мнению Д. Уотсона, позитивный и негативный аффекты представляют собой субъективное отражение действия двух отдельных, хотя и взаимосвязанных систем управления поведением. Функцией системы поведенческой ингибиции (behavioral inhibition system), с кото­рой связаны негативные эмоцио­нальные состояния, является тормо­жение поведения, способного приве­сти к нежелательным последствиям для субъекта. В свою очередь, функ­цией системы поведенческого вовле­чения (behavioral engagement system) является получение необходимых ресурсов, связанные с ней позитив­ные эмоциональные состояния моти­вируют целенаправленное поведе­ние. Накоплено немало данных о функциональной специфике пози­тивных эмоций по отношению к негативным, что делает оправданным моделирование этих измерений как независимых в рамках измеритель­ной процедуры.

Как сообщают авторы, исходным материалом для разработки методики PANAS стал список из 60 эмоциональных прилагательных А. Теллегена, который на основе предыдущих исследований составил банк из 117 слов и фраз, выражаю­щих эмоциональные состояния, а за­тем с помощью анализа методом главных компонент выделил 20 си­нонимических групп, отобрав по 3 прилагательных-дескриптора для каж­дой группы. Из этого списка были выбраны дескрипторы, дававшие относительно высокие (> 0.40) нагрузки на один из двух факторов и относительно низкие (< 0.25) на дру­гой: 12 дескрипторов для ПА позитивного аффекта и 25 для НАнегативного аффекта. Из списка позитивных при­лагательных были исключены два, дававших наиболее высокие нагруз­ки на фактор НАнегативного аффекта, а из негативных были выбраны по 2 наилучших пунк­та для каждой из 5 синонимических групп, за исключением отвращения и презрения. Как сообщают авторы, включение последних не приводило к повышению надежности и валид­ности шкалы, и именно эти пункты респонденты наиболее часто остав­ляли без ответа.

в обоих случаях составила 0.87). Корреляция шкал ПА позитивного и НА негативного аффектов варьиро­вала в диапазоне от —0.38 до 0.01; усредненный (через преобразование Фишера, без поправок) коэффици­ент составил —0.19. Средние несколько различались в зависимо­сти от временного интервала, задан­ного в инструкции (средние баллы как по ПАпозитивному, так и по НА негативному аффектам с увеличени­ем временного интервала возраста­ли).

шкала НА коррелировала с показате­лями дистресса [[Симптоматический опросник Хопкинса|Симптоматического опросника Хопкинса]](r = 0.74), депрессии [[Шкала депрессии Бека|Шкалы депрессии Бека]] r= 0.58) и трево­ги [[Шкала тревоги Спилбергера|Шкалы тревоги Спилбергера]] (r = 0.51). В нескольких исследованиях с использованием зависимых выборок (повторных измерений) были полу­чены связи показателя НА негативного аффекта с воспри­нимаемым стрессом; показатель ПА позитивного аффекта демонстрировал более сильные, чем показатель НАнегативного аффекта, связи с включенностью субъекта в социальное взаи­модействие. Показатель ПА позитивного аффекта был значимо связан с временем суток, когда проводился замер: он возрас­тал на протяжении утра, оставался неизменным в течение дня и снижал­ся на протяжении вечера; значимых связей показателя НА негативного аффекта с временем суток обнаружено не было. В двух исследованиях получены умеренные значимые корреляции оценок ПА позитивного и НА негативного аффектоа по данным субъективного само­отчета с оценками, которые давали знакомые и близкие респондентов (соседи по общежитию и романтиче­ские партнеры). Таким образом, имеющиеся данные убедительно свидетельствуют о валидности шкал.

авторами дескрипторов. Эта пробле­ма раскрыта в исследовании Э. Томпсона, кото­рый, используя фокус-группы с уча­стием представителей 12 культур, показал, что отдельные пункты PANAS воспринимаются частью рес­пондентов, для которых английский не является родным, неоднозначно. Так, в ряде случаев термины «exci­ted» (возбужденный) и «proud» (гор­дый) наделялись негативными кон­нотациями, «strong» (сильный) и «guilty» (виноватый) воспринима­лись буквально, «interested» (заинте­ресованный) и «scared» (испуган­ный) связывались с предметом эмо­ции, а не с состоянием субъекта, а термин «jittery» (беспокойный) оставался непонятным. На основе качественного и количественного анализа Э. Томпсон разработал крат­кую версию методики из 10 наиболее однозначных англоязычных прила­гательных, рекомендуемую им к использованию в популяциях, для представителей которых английский язык не является родным.

В исследовании использовались две выборки: англоязычная и рус­скоязычная. Англоязычная выборка включала пользователей Интернет (N = 450), посетивших англоязычный инфор­мационный сайт, посвященный по­зитивной психологии, преимуще­ственно лиц с высшим образованием (70%) в возрасте от 16 до 87 лет (средний возраст — 38.9 года, медиа­на — 38 лет, стандартное отклоне­ние — 12.2 года), в том числе 20.4% мужчин. Респонденты заполняли шкалу анонимно и добровольно, с по­следующим получением краткой обратной связи по своим баллам. Данные повторных заполнений методики одним и тем же респонден­том не учитывались. Респондентам предъявлялась версия PANAS из 20 пунктов с вариантом инструкции «последние несколько недель» (past few weeks), отформати­рованная в 2 колонки, с 5-балльной шкалой ответа (в виде выпадающего списка, по убыванию). Одновре­менно с PANAS часть респондентов заполняли [[Шкала удовлетворённости жизнью Динера|Шкалу удовлетворенно­сти жизнью Э. Динера]].

Российская выборка состояла из студентов младших курсов (N = 475) в возрасте от 16 до 25 лет (средний возраст — 18.5 года, медиана — 18 лет, стандартное отклонение — 1.5 года), в том числе 25.6% мужчин. Среди них были студенты биологического факультета МГУ имени М.В. Ло­моносова (57.5%), а также психоло­гических факультетов МГУ (28.4%) и Бийского государственного педаго­гического университета (14.1%). Студенты заполняли батарею мето­дик на бумаге во время занятий на добровольной основе, анонимно. Русская версия PANAS разраба­тывалась путем перевода полной версии методики PANAS-Х на рус­ский двуязычным экспертом с обрат­ным переводом. В результате был получен список из 57 русскоязычных дескрипторов, которые предъявля­лись респондентам с инструкцией: «Этот опросник состоит из перечня прилагательных, которые описывают различные чувства и эмоции. Прочитайте каждое прилагательное и отметьте рядом с ним, в какой мере вы чувствуете себя так в течение последних двух недель. Используйте следующие варианты ответов: 1 — почти или совсем нет, 2 — немного, 3 — умеренно, 4 — значительно, 5 — очень сильно». Одновременно со шкалой PANAS студентам предъявлялись другие методики. Для диагностики субъек­тивного благополучия были использованы: [[Шкала удовлетворённости жизнью Динера|Шкала удовлетворенности жизнью Э. Динера]], [[Шкала субъективного счастья Любомирски]] и [[Шкала субъективной витальности как диспозиции Райана и Фредерик]]. В исследовании были использованы также: [[Тест диспозиционного оптимизма]] Ч. Карвера и М. Шейера, [[Шкала базовых психологических потребностей Деси]] и [[Опросник учебной мотивации Валлеранда]].

Из списка В результате был получен список из 57 русскоязычных дескрипторов выби­рались по возможности точные вари­анты перевода, факторные нагрузки которых которые предъявля­лись респондентам с инструкцией: «Этот опросник состоит из перечня прилагательных, которые описывают различные чувства и эмоции. Прочитайте каждое прилагательное и отметьте рядом с ним, в рамках эксплораторной модели соответствовали показате­лям пунктов англоязычной версиикакой мере вы чувствуете себя так в течение последних двух недель. В случаях когда тот Используйте следующие варианты ответов: 1 — почти или иной дескриптор не подходилсовсем нет, он заменял­ся наиболее близким по смыслу из той же синонимической группы. Так2 — немного, прилагательное «гордый»3 — умеренно, дававшее положительные нагрузки на факто­ры ПА и НА (оценивалось респон­дентами амбивалентно)4 — значительно, было заме­нено на близкое по смыслу, но не имеющее негативной коннотации 5 — «уверенный»очень сильно». Одновременно со шкалой PANAS студентам предъявлялись другие методики. Для диагностики субъек­тивного благополучия были использованы: [[Шкала удовлетворённости жизнью Динера|Шкала удовлетворенности жизнью Э. Слово «враждебный» оказалось слишком слабым перево­дом для «hostile» (вероятноДинера]], оно выглядит недостаточно ясным для оценки самого себя) [[Шкала субъективного счастья Любомирски]] и было заменено на «злой». Буквальный вариант перевода «active» [[Шкала субъективной витальности как «активный» давал в русской версии слишком высокую нагрузку на фактор ПА диспозиции Райана и был заменен на «бодрый»Фредерик]]. Для анализа первичной структу­ры опросника использовался эксплораторный факторный анализ (ЭФА) с вращением облиминВ исследовании были использованы также: [[Тест диспозиционного оптимизма]] Ч. Карвера и М. Шейера, [[Шкала базовых психологических потребностей Деси]] и [[Опросник учебной мотивации Валлеранда]].

Из списка 57 дескрипторов выби­рались по возможности точные вари­анты перевода, факторные нагрузки которых в рамках эксплораторной модели соответствовали показате­лям пунктов англоязычной версии. В случаях когда тот или иной дескриптор не подходил, он заменял­ся наиболее близким по смыслу из той же синонимической группы. Так, прилагательное «гордый», дававшее положительные нагрузки на факто­ры ПА и НА (оценивалось респон­дентами амбивалентно), было заме­нено на близкое по смыслу, но не имеющее негативной коннотации — «уверенный». Слово «враждебный» оказалось слишком слабым перево­дом для «hostile» (вероятно, оно выглядит недостаточно ясным для оценки самого себя) и было заменено на «злой». Буквальный вариант перевода «active» как «активный» давал в русской версии слишком высокую нагрузку на фактор ПА и был заменен на «бодрый». Для анализа первичной структу­ры опросника использовался эксплораторный факторный анализ (ЭФА) с вращением облимин.  Обе моде­ли, полученные на первом шаге, про­демонстрировали вполне удовлетво­рительные показатели соответствия исходным данным с точки зрения тра­диционно принятых критериев. На втором шаге прове­рялась мультигрупповая модель эквивалентности конструкта, показатели которой оказались сравнимыми с показателями каждой из моделей в отдельности. На третьем шаге после введения в эту модель ограничений на равенство нагрузок наблюдаемых переменных на латентные факторы (эквивалентность единицы измере­ния) показатели соответствия не­сколько ухудшились, но остались на грани приемлемых. Индексы моди­фикации, соответствующие введен­ным ограничениям, были более сла­быми (самый мощный индекс для пункта 11: = 9.04), чем индексы модификации, соответствующие двой­ным нагрузкам в каждой из выборок по отдельности. На четвертом шаге в модель были добавлены ограниче­ния на равенство дисперсий и кова­риаций латентных факторов в двух выборках: полученная модель значи­мо не отличалась от модели 3. На последнем, пятом, шаге в модель были введены ограничения на равенство дисперсий ошибок наблюдаемых переменных (эквива­лентность шкалы; в этом случае про­веряется про­веряется равенство не только кова­риационных структур, но и средних). Полученная модель недостаточно хорошо соответствовала исходным данным. Далее ограничения на ра­венство дисперсий ошибок последо­вательно снимались до тех пор, пока модель не перестала значимо отли­чаться от модели 4. Инвариантными остались нагрузки ошибок для пунк­тов 2, 4, 5, 11, 13, 16, 17, 19. В рамках этой модели проверялась гипотеза о равенстве средних для латентных факторов в англоязычной и русскоя­зычной выборках. При принятии среднего в англоязычной выборке за 0 стандартизованное среднее в рос­сийской выборке для фактора ПА составило —0.69 (р < 0.001), для фак­тора НА — 0.10 (р = 0.23). Таким обра­зом, в российской выборке наблю­даются значимо более низкие пока­затели позитивного аффекта при отсутствии значимых различий по показателям негативного аффекта.

(альфа Кронбаха) совпали в англо­язычной и русскоязычной выборках с точностью до сотых, составив 0.89 для шкалы ПА и 0.86 для шкалы НА, что является следствием структур­ной эквивалентности. На русскоязычной выборке валидизации ШПАНА были обнаружены гендерные различия в показателях позитивного и нега­тивного аффекта: мужчины по срав­нению с женщинами были значимо более склонны к переживанию пози­тивного аффекта и менее склонны к переживанию негативного аффекта. Полученные различия были невели­ки по магнитуде. В англоязычной выборке аналогичного эффекта не было обнаружено. Отрицательная корреляция шкал ПА и НА обнаружена как в англо­язычной (г = -0.41, р < 0.001), так и в русскоязычной (г = —0.37, р < 0.001) выборке. В англоязычной выборке получены высокие корреляции со [[Шкала удовлетворённости жизнью Динера|шкалой удовлетворенности жизнью]] как ПА (г = 0.60, р < 0.001), так и НА (г = —0.51, р < 0.001). В русскоязыч­ной выборке эти связи оказались несколько более слабыми. Тем не менее показатели аф­фекта обнаруживают значимые предсказуемые связи с показателями других методик, измеряющих различ­ные аспекты субъективного благопо­лучия (удовлетворенность жизнью, счастье, витальность), а также с пока­зателями оптимизма, удовлетворен­ности трех базовых потребностей и внутренней учебной мотивации.