Гендерные различия жизнестойкости в юношеском возрасте

             Апробация теста жизнестойкости на русскоязычной выборке и его психометрические характеристики.

       С 2002 года авторами данного руководства с разрешения С. Мадди ведется работа по разработке и апробации русскоязычной версии теста жизнестойкости; на сегодняшний день ее можно считать завершенной.

       Поскольку англоязычный вариант теста жизнестойкости состоит всего из 18 пунктов, и при прямом переводе опросника у нас не было уверенности, что число пунктов не сократится, то при русификации мы, исходя из теоретической структуры конструкта жизнестойкости, предложили дополнительные пункты. Первая русская версия представляла собой опросник, по структуре аналогичный оригиналу, но содержащий 119 утверждений. Третья, окончательная версия, полученная в результате апробации, включает 45 пунктов, содержащих прямые и обратные вопросы всех трех шкал опросника (вовлеченность, контроль и принятие риска) [16].

       Представленные ниже результаты основаны на исследованиях, в которых к настоящему времени приняло участие 727 мужчин и женщин разного возраста, имеющих различное образование, профессии и проживающих в разных регионах РФ (Москва, Кемерово, Петропавловск-Камчатский); как здоровых, так и страдающих психическим заболеванием (шизофрения).

       Распределения показателей жизнестойкости и субшкал вовлеченности, контроля и принятия риска по тесту Колмогорова—Смирнова не отличаются от нормального.

       Выраженность жизнестойкости и ее компонентов в среднем не различается у мужчин и женщин, не зависит от образования, но зависит от возраста: у молодых людей (<35 лет) принятие риска в среднем значимо выше, чем в более старшей группе. Близки к значимым и различия по шкале контроля и общему показателю жизнестойкости; можно предположить, что при более поляризованном разделении возрастных групп эти различия были бы значимы. Это может быть связано с большей готовностью молодых людей к получению нового опыта — часто ввиду недостатка уже имеющегося [16].

       Надежность теста жизнестойкости.

       Выборка апробации включала в себя 81 человека (39 мужчин и 42 женщины, средний возраст составлял 32,0±8,82 года). Пункты третьей версии опросника коррелируют (по Спирмену) между собой на уровне значимости р<0,05.

       Для проверки надежности—устойчивости через 3 недели после исследования был проведен ретест 51 человека из выборки апробации (28 мужчин и 23 женщины, средний возраст 33 года). Показатели ретестовой надежности по шкале жизнестойкости в целом и по отдельным субшкалам составили от 0,79 до 0,90 (табл. 4). Все значения высоко значимы.

       Показатели надежности—согласованности третьей версии опросника по критерию Кронбаха для общего показателя жизнестойкости и компонентов вовлеченности и контроля превышают соответствующие показатели в англоязычной версии, а по компоненту принятия риска — соответствуют им [16].

       Внешняя (конструктная) валидность теста.

       Все шкалы опросника жизнестойкости и общий показатель значимо (р<0,001) коррелируют с чувством связности, с общим показателем и пятью субшкалами Теста смысложизненных ориентации Д.А. Леонтьева.

       Аналогичные результаты были получены в исследовании С.А. Богомаза и Т. Е. Левицкой в г. Томске. По их данным, коэффициент корреляции жизнестойкости с разными шкалами СЖО составляет г=0,40—0,55. Помимо этого, жизнестойкость положительно коррелировала с индексом целеустремленности, вычисляемым с помощью методики Р. Эммонса (г=0,451; р=0,003). Слабая положительная корреляционная связь была выявлена также между жизнестойкостью респондентов и индексом связности их устремлений (г=0,317; р=0,046) [16].

       Как осмысленность жизни, так и чувство связности являются наиболее близкими жизнестойкости понятиями: они оба предполагают наличие у человека системы диспозиций (убеждений), дающих ему внутреннюю опору и позволяющих противостоять стрессорам и напряжению.

       От осмысленности жизни и чувства связности жизнестойкость отличает непосредственная направленность на действие. Поэтому другим понятием, близким концепции жизнестойкости, является ориентация на действие/состояние в концепции контроля за действием Ю. Куля. Контроль за действием, также как и жизнестойкость, отражает готовность человека действовать тем или иным образом (переживая происходящее или активно решая задачу). Сравнение результатов теста жизнестойкости с данными опросника контроля за действием, адаптированного С.А. Шапкиным и включающего три шкалы (ориентация на действие/состояние при планировании, реализации и неудаче), показало, что все шкалы опросника жизнестойкости значимо положительно коррелируют с ориентацией на действие при принятии решения по Ю. Кулю. С ориентацией на действие в ситуации неудачи положительно коррелируют все субшкалы, кроме вовлеченности [16]. 

       Структура теста жизнестойкости.

       При проведении факторного анализа использовалась выборка из 166 испытуемых (70 мужчин и 96 женщин, средний возраст 34,86± 10,31 лет), что позволило приблизить распределения по отдельным пунктам опросника к нормальному.

       По результатам обычно применяющегося в таких случаях эксплораторного факторного анализа (ЭФА) было выделено 12 факторов с собственными значениями >1,0, объясняющих 62,48 % дисперсии. Визуальный анализ кривой собственных значений факторов свидетельствует об оптимальности пятифакторного решения, объясняющего 43,37 % дисперсии. Качественный анализ полученного факторного решения после вращения Varimax normalized и после косоугольного вращения свидетельствует о наличии сходства между выделенными факторами и теоретически обоснованными шкалами, однако процент объясняемой дисперсии довольно мал [16].

       Поскольку в случае исследования личностных переменных данные самоотчетов и поведения неминуемо искажаются многочисленными другими ситуационными и личностными переменными, мы предположили, что неудовлетворительные результаты ЭФА связаны именно с такими искажениями (в процедуре ЭФА предусматривается минимизация ошибки, то есть учет всех возможных влияний на переменные). Поэтому мы использовали процедуру конфирматорного факторного анализа [16]. 
 
 
 

§ 2.2. Исследование гендерных различий жизнестойкости в юношеском возрасте

       В исследовании жизнестойкости приняли  участие 60 человек юношеского возраста (от 17 до 21 года). Юношей было опрошено 22 человека, девушек – 38 человек.

       Первый  этап.

       Необходимо  выявить зависимость жизнестойкости от биологического пола. Для установления данной взаимосвязи, проверим, различаются ли у юношей и девушек проявление вовлеченности, контроля и принятия стресса, то есть определим наличие связи с полом каждого компонента жизнестойкости.

       1.Проверим  связь пола и вовлеченности.

       Сформулируем  статистические гипотезы.

       Н0: различия в вовлеченности между юношами и девушками статистически не достоверны.

       Н1: различия в вовлеченности между юношами и девушками статистически достоверны.

       Группирующей  переменной является пол, переменная измерена в номинальной шкале.

       Зависимая переменная – вовлеченность.

       Проверим  нормальность распределения вовлеченности, измеренной в интервальной шкале, вычислив критерий Колмагорова – Смирнова.

       z = 0,843

       p = 0,477 > 0,05 – принадлежит нормальному закону.

       Следовательно распределение зависимой переменной – вовлеченность значимо не отличается от нормального закона. Для проверки статистической гипотезы будем использовать критерий Стьюдента для независимых выборок.

       t = -1,078

       p = 0,285 > 0,1 – отвергаем гипотезу Н1, принимаем гипотезу Н0.

       Можно сделать вывод о том, что различий в вовлеченности у юношей и  девушек не выявлено.

       2.Проверим  связь пола и контроля.

       Сформулируем  статистические гипотезы.

       Н0: различия в контроле между юношами и девушками статистически не достоверны.

       Н1: различия в контроле между юношами и девушками статистически достоверны.

       Группирующей  переменной является пол, переменная измерена в номинальной шкале.

       Зависимая переменная – контроль.

       Проверим  нормальность распределения контроля, измеренного в интервальной шкале, вычислив критерий Колмагорова –  Смирнова.

       z = 0,603

       p = 0,861 > 0,05 – принадлежит нормальному закону.

       Следовательно распределение зависимой переменной – контроль значимо не отличается от нормального закона. Для проверки статистической гипотезы будем использовать критерий Стьюдента для независимых выборок.

       t = 0,712

       p = 0,479 > 0,1 – отвергаем гипотезу Н1, принимаем гипотезу Н0.

       Можно сделать вывод о том, что различий в контроле у юношей и девушек  не выявлено.

       3. Проверим связь пола и принятия  риска.

       Сформулируем  статистические гипотезы.

       Н0: различия в принятии риска между юношами и девушками статистически не достоверны.

       Н1: различия в принятии риска между юношами и девушками статистически достоверны.

       Группирующей  переменной является пол, переменная измерена в номинальной шкале.

       Зависимая переменная – принятие риска.

       Проверим  нормальность распределения принятия риска, измеренного в интервальной шкале, вычислив критерий Колмагорова – Смирнова.

       z = 0,8

       p = 0,544 > 0,05 – принадлежит нормальному закону.

       Следовательно распределение зависимой переменной – принятие риска значимо не отличается от нормального закона. Для проверки статистической гипотезы будем использовать критерий Стьюдента для независимых выборок.

       t = 1,955

       p = 0,055

       0,05 < p ≤ 0,1 – не принимаем ни гипотезу Н0, ни гипотезу Н1.

       Полученные  результаты говорят о намеченной тенденции к различиям.

       4.Проверим  связь пола и жизнестойкости в целом.

       Сформулируем  статистические гипотезы.

       Н0: различия в жизнестойкости между юношами и девушками статистически не достоверны.

       Н1: различия в жизнестойкости между юношами и девушками статистически достоверны.

       Группирующей  переменной является пол, переменная измерена в номинальной шкале.

       Зависимая переменная – жизнестойкости.

       Проверим  нормальность распределения в жизнестойкости, измеренной в интервальной шкале, вычислив критерий Колмагорова – Смирнова.

       z = 0,587

       p = 0,880 > 0,05 – принадлежит нормальному закону.

       Следовательно распределение зависимой переменной – жизнестойкости значимо не отличается от нормального закона. Для проверки статистической гипотезы будем использовать критерий Стьюдента для независимых  выборок.