- •2 Имеется в виду те, кто не довольствуется уровнем своего дохода и экономическим положением в целом.
- •3 Имеются в виду лица, которые довольствуются своим экономическим положением.
- •3 С. Таким образом, критическое время суммации модулированного сигнала определяется не его абсолютной длительностью, а числом периодов модуляции.
- •6 Коэффициент избирательности (ки) представляет собой величину корреляции значений по пункту с общим показателем по шкале за минусом значений по данному пункту.
- •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;
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:
