Шкала позитивного аффекта и негативного аффекта

Материал Psylab.info - энциклопедии психодиагностики
(перенаправлено с «ШПАНА»)
Перейти к: навигация, поиск
Не следует путать со Шкалой позитивной и негативной психопатологической симптоматики (PANNS)

Описание методики

Методика представляет собой опросник, направленный на диагностику широкого спектра позитивных и негативных эмоциональных состояний. Разработана на основе зарубежной методики PANAS (Positive and Negative Affect Schedule)

Теоретические основы

Д. Уотсон, Л. Кларк и А. Теллеген опре­деляют высокий уровень позитивно­го аффекта как состояние при­ятной вовлеченности, высокой энер­гичности и полной концентрации в противовес унынию и вялости. Высокий уровень негатив­ного аффекта 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.

Измерения позитивного и негативно­го аффекта отражают эмоциональные состояния, однако связаны и с лич­ностными чертами, соответствующи­ми устойчивым индивидуальным различиям в склонности к эмоцио­нальным реакциям того или иного типа. По данным многочисленных исследований, показатели негатив­ного аффекта коррелируют с пере­живанием стресса и трудностями совладания с ним, с частотой непри­ятных событий в жизни, нейротизмом. В свою очередь, показатели позитив­ного аффекта коррелируют с часто­той приятных событий, экстраверси­ей, социальной активностью, нали­чием близких отношений, а также с показателями религиозности и ду­ховности.

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 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 позитивного аффекта и 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 позтивного аффекта и негативного 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.

Создание и валидизация

Оригинальный методика PANAS

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 позитивного аффекта и 25 для негативного аффекта. Из списка позитивных при­лагательных были исключены два, дававших наиболее высокие нагруз­ки на фактор негативного 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.

Полученный список из 20 прила­гательных предъявлялся авторами с различными вариантами инструк­ции (в текущий момент, сегодня, за последние несколько дней, за про­шедшую неделю, за последние несколько недель, за прошедший месяц, за прошедший год, в целом). По данным, которые приведены Д. Уотсоном и Л. Кларк для 19 различных выбо­рок (общий N = 17 549), показатель внутренней согласованности коле­бался в пределах от 0.83 до 0.90 для шкалы ПА и от 0.79 до 0.93 для шкалы НА (медиана распределений в обоих случаях составила 0.87). Корреляция шкал позитивного и 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 позитивному, так и по негативному аффектам с увеличени­ем временного интервала возраста­ли).

Для проверки валидности показа­телей авторы использовали ряд дру­гих методик субъективного самоот­чета. Шкалы PANAS демонстрирова­ ли высокие (> 0.9) нагрузки на фак­торы позитивной и негативной эмоциональности, образованные по­казателями 5 различных методик; шкала НА коррелировала с показате­лями дистресса Симптоматического опросника Хопкинса(r = 0.74), депрессии Шкалы депрессии Бека r= 0.58) и трево­ги Шкалы тревоги Спилбергера (r = 0.51). В нескольких исследованиях с использованием зависимых выборок (повторных измерений) были полу­чены связи показателя негативного аффекта с воспри­нимаемым стрессом; показатель позитивного аффекта демонстрировал более сильные, чем показатель негативного аффекта, связи с включенностью субъекта в социальное взаи­модействие. Показатель 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 негативного аффекта с временем суток обнаружено не было. В двух исследованиях получены умеренные значимые корреляции оценок позитивного и 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.

Помимо краткой версии методи­ки (собственно PANAS) из 20 пунк­тов, Д. Уотсон и Л. Кларк разработа­ли также расширенную версию из 60 пунктов — PANAS-X, включающую все 20 пун­ктов краткой версии. Основанием для расширенного набора утвержде­ний вновь стал первоначальный спи­сок А. Теллегена из 60 дескрипторов, в который авторами был внесен ряд изменений для получения более чет­кой факторной структуры и повыше­ния надежности шкал. В окончатель­ной версии PANAS-X 4 шкалы нега­тивного аффекта (страх, враж­ дебность, вина, грусть), 3 шкалы позитивного аффекта (веселость, уверенность в себе, внимательность), а также 4 шкалы, соответствующие «иным эмоциональным состояниям» (робость, усталость, спокойствие, удивление). Авторы представляют данные, свидетельствующие о доста­точно высокой надежности (альфа Кронбаха выше 0.7), а также конвер­гентной и критериальной валидно­сти этих шкал.

Русскоязычная методика ШПАНА

Кросс-культурная адаптация ме­тодики PANAS выглядит непростой задачей с учетом смысловой неодно­значности части использованных 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 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 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 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 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.

Полученные данные, свидетель­ствующие об эквивалентности еди­ницы измерения, позволяют прово­дить сопоставление баллов по шкале с другими показателями в рамках каждой культуры и сравнивать ре­зультаты. Показатели внутренней согласованности полученных шкал (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 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.

Внутренняя структура

Медотика состоит из списка 20 прилагательных, описывающих эмоциональное состояние. Респондент должен оценить по 5-балльной шкале Ликкерта, насколько он чувствовал себя так в течение того или иного времени (стндартная формулировка - последних двух недель, но теоретически период времени для описания может быть любым, в том числе, неопределённым - обычно, в среднем, как правило).

Интерпретация

Позитивный аффект (ПА): сумма баллов по пунктам 1, 3, 5, 9, 10, 12, 14, 16, 17, 19.

Негативный аффект (НА): сумма баллов по пунктам 2, 4, 6, 7, 8, 11, 13, 15, 18, 20.

Практическая значимость

Методика PANAS операционализирует два основных измерения эмо­ций, которые воспроизводятся в раз­личных исследованиях, посвящен­ных факторному анализу самооце­нок настроения, а также многомерно­му шкалированию выражений лица и прилагательных, обозначающих эмоции. Эти измерения выделяются в различных исследованиях на мате­риале состояний как одного индиви­да, так и разных людей, с использова­нием различных наборов прилага­тельных-дескрипторов, шкал отве­тов, инструкций, задающих разный период времени, на разных языках и в разных культурах. Как правило, эти два измерения — негативного и пози­тивного аффекта - объясняют от 50 до 75% общей дисперсии прилага­тельных, используемых для само­оценки настроения.

Стимульный материал

Бланк методики

См. также

Шкала дифференциальных эмоций