Статья: Структура базовых жизненных ориентаций: этнокультурный аспект (на примере китайской версии Опросника субъект-объектных ориентаций)

Был вновь проведен эксплораторный факторный анализ, в результате выделились четыре фактора, охватывающие 18 пунктов. После этого проведен конфир- маторный факторный анализ, результаты которого показали, что факторные нагрузки для пунктов 1 и 21 были ниже 0,5 (по пункту 1: 0,49 и по пункту 21: 0,46). Поэтому вопросы 1 и 21 необходимо было удалить. В результате эксплораторного факторного анализа были выделены три фактора. Показатели имели факторные нагрузки выше 0,5 во всех случаях. Но индексы согласия конфирматорного факторного анализа оказались менее 0,9 (NFI = 0,84, CFI = 0,889, GFI = 0,897, AGFI = 0,862), поэтому соответствие модели было сочтено неудовлетворительным.

Версия 6. На новой выборке применена следующая версия опросника. В результате а Кронбаха = 0,842, KMO = 0,853, что удовлетворяет требованиям. Величина коэффициента Бартлетта = 1285,397 (р < 0,05), что также соответствует требованиям и означает возможность проведения факторного анализа. Однако значение общностей для пунктов 8 и 16 были меньше 0,4, поэтому они были удалены. После удаления вопросов 8 и 16 и повторного тестирования значение пункта 1 оказалось меньше 0,4, поэтому вопрос 1 стало необходимо удалить. После этого значения всех нагрузок по всем пунктам выше 0,4, что позволило провести эксплораторный факторный анализ. В результате выделилось четыре фактора (пункты 18, 22, 14, 19, 13, 17); (пункты 9, 11, 12, 10); (пункты 6, 20, 23, 15); (пункты 5, 3, 4). При проведении конфирматорного факторного анализа факторные нагрузки для пунктов 6, 10 и 12 оказались ниже 0,5. После их исключения вновь был проведен эксплоратор- ный факторный анализ. Пункты 13 и 14 вошли в отдельный фактор и были удалены, поскольку в каждом факторе должно быть не менее трех пунктов. В результате все показатели эксплораторного факторного анализа соответствовали статистическим требованиям: факторные нагрузки каждой латентной переменной для каждого пункта больше 0,5, что указывает на высокую репрезентативность содержания латентных переменных. Кроме того, средняя дисперсия AVE каждой латентной переменной близка к 0,4 или больше 0,4, что является приемлемым, и комбинированная надежность CR больше 0,7, что указывает на хорошую конвергентную валидность. Три фактора были сохранены, как показано в табл. 1.

Таблица 1. Результаты факторного анализа: матрица факторов

Примечание: Порядок пунктов приведен в соответствии с нагруженностью в факторе 1.

Между факторами существует значимая корреляция (p < 0,001), кроме того, все абсолютные значения коэффициентов корреляции меньше 0,5, а также все меньше квадратного корня из соответствующего AVE: латентные переменные в некоторой степени коррелируют друг с другом и в некоторой степени дифференцированы друг от друга, то есть данные шкалы идеально дискриминантны.

На следующем этапе применялся конфирматорный факторный анализ. Нами построена структурная модель субъект-объектных ориентаций (см. рис.).

Индексы согласия структурной модели (табл. 2) показывают приемлемый результат.

Из табл. 2 видно, что значение X2/df составляет 1,737 (меньше 3), что является идеальным соответствием; RMSEA составляет 0,058 (меньше 0,08), что является хорошим соответствием; RMR составляет 0,037 (меньше 0,05), что является идеальным соответствием; GFA составляет 0,944 (больше 0,9), что является хорошим соответствием; CFI составляет 0,951 (больше 0,9), что также является хорошим соответствием. В целом общая модель хорошо подходит для F1, F2 и F3.

При анализе конструктной валидности китайской версии Опросника субъект- объектных ориентаций согласно результатам корреляционного анализа (N = 587), итоговый показатель китайской версии Опросника значимо положительно коррелировал с общим показателем осмысленности жизни (г = 0,346, р < 0,01) и отрицательно коррелировал с шкалой депрессии PHQ-9 (г = -0,189, р < 0,01).

Надежность по согласованности пунктов (коэффициент а) для итогового показателя составил 0,828, F1 -- 0,717, для F2 -- 0,744, для F3 -- 0,718. Ретестовая надежность для 11 пунктов имеет значение 0,778 (р < 0,01), временной интервал 2 месяца. Данные результаты указывают на хорошую надежность и стабильность шкалы во времени.

Рис. Структурная модель субъект-объектных ориентаций (китайская версия)

Примечания: F1, F2, F3 -- факторы субъект-объектных ориентаций в окончательной китайской версии опросника; а3-а19 -- пункты опросника в версиях из 23 пунктов; е1-е11 -- пункты опросника в последней версии.

Таблица 2. Индексы согласия структурной модели

Примечания: у² -- критерий согласия; df -- степени свободы; RMSEA -- среднеквадратичная ошибка аппроксимации; RMR -- среднеквадратичный остаток; GFI -- сравнительный индекс согласия; CFI -- сравнительный индекс соответствия.

Обсуждение результатов

Процесс адаптации Опросника субъект-объектных ориентаций на китайском языке привел в конечном счете к положительному результату, хотя и после весьма длительной работы над шестью версиями, в которой были учтены особенности менталитета и поведенческого рисунка китайцев. Тщательное соблюдение всех психометрических требований позволило отобрать те пункты опросника, которые действительно характеризуют базовые жизненные ориентации китайцев (из 21 пункта в конечном счете осталось 11). Кроме того, в начальных версиях пункты хорошо дифференцировали респондентов, но совершенно не были связаны с общим показателем. Это связано с особенностями мышления -- китайцы мыслят образами, запечатленными иероглифами, и каждый иероглиф многозначен. Отказ от выбора между альтернативными утверждениями и использование шкалирования привели к существенному улучшению структуры опросника. Здесь также проявились особенности менталитета китайцев: стремление избегать однозначных решений, прибегание к полутонам в жизни и в оценке ее явлений: россияне предпочитают экстремизм, а китайцы -- золотую середину (Меркулов, 2022). В китайской культуре идея середины (нейтралитета) применяется ко всем аспектам жизни.

С помощью математико-статистического анализа были отобраны всего 11 пунктов, вошедших в три фактора:

1. Готовность бросить вызов трудностям (независимость жизни от обстоятельств; стремление решать как можно более сложные задачи; отсутствие страха перед жизненными трудностями; предпочтение частой смены занятий) -- пункты 17 («Мне всегда нравится что-то менять в своей жизни»), 18 («Я склонен бросать вызов жизни»), 19 («Мое окружение редко влияет на мою жизнь»), 22 («Я никогда не боюсь возможных трудностей в жизни»).

2. Стремление к внутренней гармонии (значение понимания самого себя; духовная самореализация; нравственное самосовершенствование; гармония с собой) -- пункты 11 («Я думаю, главное -- поддерживать внутреннюю гармонию»), 15 («В жизни важно понять свой внутренний мир»), 20 («Для меня моральные принципы и самосовершенствование важнее реальных достижений»), 23 («Я больше склонен не к материальному, а к духовному обогащению»).

3. Ясность цели в жизни (понимание жизни как непрерывной жизненной линии; чувство хозяина жизни; предпочтение жизни настоящим) -- пункты

(«Я стремлюсь жить в соответствии с идеалами истины, добра, красоты»),

(«Я думаю, что могу управлять своей жизнью»), 5 («Я считаю, что жизнь -- это непрерывная линия»).

В Приложении на китайском языке приведен окончательный вариант китайской версии опросника.

При сравнении структуры субъект-объектных ориентаций, полученной на китайской выборке, со структурой, полученной на российской выборке, можно видеть, что, во-первых, и оригинальная версия опросника, и его китайская версия позволяют выявить обобщенный показатель базовых жизненных ориентаций, что дает возможность проводить сравнительные межкультурные исследования. Факторная структура имеет специфику в китайской и российской выборках. В российской выборке из четырех факторов три характеризуют творческую направленность личности, стремление преобразовывать внутренний и внешний мир (трансситуационные изменчивость, направленность освоения мира и подвижность) и только один -- локус контроля происходящего в жизни. В китайской версии со шкалой локуса контроля имеет определенное сходство третий фактор «Ясность цели в жизни», однако это менее однозначный фактор, включающий элементы направленности освоения мира. Если сопоставить полученные результаты с имеющимися в литературе, то можно обратить внимание, что фактор 3 в определенной мере характеризует стремление китайцев чувствовать себя хозяевами своей судьбы, в отличие от «фатализма» россиян (Меркулов, 2022). Фактор 1 «Стремление бросить вызов трудностям» включает в себя элементы из всех факторов оригинальной версии с акцентом на взаимодействие с внешними обстоятельствами. Фактор 2 «Стремление к внутренней гармонии» также сборный, однако без элементов трансситуационной подвижности, что акцентирует обращенность к внутреннему миру. Все три фактора неоднозначны и свидетельствуют о стремлении китайцев к внутренней и внешней гармонии, а также об их целеустремленности и трудолюбии. На менталитет китайцев оказывают большое влияние религия, историческая память и устоявшиеся традиции (Романенко, Ященко, 2022). Полученные результаты свидетельствуют, что исследование психологии китайцев невозможно без учета в психодиагностическом инструментарии национального менталитета (Цзюй, Матвеев, 2022). Вместе с тем при учете специфики менталитета важно искать и общие точки соприкосновения народов (Просеков, 2020; Инцзянь, 2022). Наличие общих элементов структур базовых жизненных ориентаций позволяет это осуществить.

Заключение

Таким образом, адаптированная китайская версия Опросника субъект-объектных ориентаций состоит из 11 пунктов и трех факторов: F1 = Готовность бросить вызов трудностям; F2 = Стремление к внутренней гармонии; F3 = Ясность цели в жизни. Такая структура базовых жизненных ориентаций существенно отличается от структуры, присущей россиянам, и позволяет фиксировать как сходства, так и различия в психологии народов. Китайская версия опросника обладает высокими психометрическими свойствами и имеет высокую надежность и валидность для использования в китайской культуре. В перспективе необходимо продолжить изучение психометрических характеристик китайской версии опросника. Применение данной версии позволит проводить межкультурные исследования жизненных ориентаций и способствовать развитию научного и культурного обмена.

Литература

1. Бурлачук Л.Ф. Словарь-справочник по психодиагностке: для практических психологов и психотерапевтов. 3-е изд, перераб. и доп. СПб.: Питер, 2008.

2. Даниленко О.И., Сюй И. Ценности китайских студентов: значимость и доступность // Вестник Санкт-Петербургского университета. Психология и педагогика. 2018. Т. 8, № 1. С. 34-46. https:// doi.org/10.21638/11701/spbu16.2018.103

3. Инцзянь В. Влияние русской культуры на культуру Китая в контексте этнопсихологии // Педагогика искусства. 2022. № 3. С. 179-184.

4. Клайн П. Справочное руководство по конструированию тестов / пер. с англ. Киев: ПАН Лтд, 1994.

5. Коржова Е.Ю. Психологическое познание судьбы человека. СПб.: Изд-во РГПУ им. А.И. Герцена; Союз, 2002.

6. Коржова Е.Ю. Психология жизненных ориентаций человека. СПб.: Изд-во РХГА, 2006.

7. Коржова Е.Ю, Волкова Е.Н., Рудыхина О.В., Туманова Е.Н. Психология человека как субъекта жизнедеятельности и жизненного пути личности: основные итоги исследований // Известия Российского государственного педагогического университета им. А.И. Герцена. 2018. № 187. С. 40-50.

8. Коржова Е.Ю., Дун Я. Проявление отношения к жизни в рисунках китайских и российских студентов // Азимут научных исследований: педагогика и психология. 2020. Т. 9, № 2 (31). С. 339-342. https://doi.org/10.26140/anip-2020-0902-0082

9. Костромина С.Н., Гришина Н.В., Москвичева Н.Л., Зиновьева Е.В. Жизненные модели молодежи: изменения и традиции // Вестник Российского фонда фундаментальных исследований. Гуманитарные и общественные науки. 2021. № 1 (103). С. 79-98. http://dx.doi.org/10.22204/2587-8956- 2021-103-01-79-98

10. Кряжева Е.В., Виноградская М.Ю. Анализ динамики жизненных ценностей и ценностных ориентаций студентов вуза // Проблемы современного педагогического образования. 2020. № 68-3. С. 332-334.