Информативность определения ценностного единства группы методиками ценностей личности

ПСИХОЛОГИЯ

PSYCHOLOGY

УДК 159.9.072 + 159.923

А. В. Капцов

ИНФОРМАТИВНОСТЬ ОПРЕДЕЛЕНИЯ ЦЕННОСТНОГО ЕДИНСТВА ГРУППЫ МЕТОДИКАМИ ЦЕННОСТЕЙ ЛИЧНОСТИ*

В статье предложены два подхода к оценке информативности ценностного единства группы по результатам диагностики личностных ценностей. На примере сравнения двух однотипных методик диагностики личностных ценностей эмпирически показана состоятельность одного из подходов.

Ключевые слова: ценности, диагностика, дискриминативность, ценностное единство

A. V. Kaptsov

INFORMATIVENESS OF DETERMINATION OF GROUP VALUE UNITY BY MEANS OF PERSONALITY VALUES METHODICS

The article suggests two approaches to the assessment of informativeness of group value unity according to the results of personal values diagnostics. The comparison of two similar methodics of personal values diagnostics shows empirically the validity of one of them.

Key words: values, diagnostics, discriminativeness, value unity

Изучение ценностей и ценностных ориентаций личности является в настоящее время одним из приоритетных направлений исследований в психологической науке. К настоящему времени развитие психодиагностических средств привело к тому, что для определения одной и той же психологической характеристики, например, личностных ценностей, существует несколько опросников или тестов [8]. Причем в их основе часто лежит теория М. Ро-кича в различных ее модификациях. Перед исследователем встает задача обоснованного выбора диагностического средства, исходя из стоящей перед ним задачи. Для исследования особенностей ценностей различных социальных групп используется обычно методика изучения ценностей Ш. Шварца [10], зарекомендовавшая себя как хорошее диагностическое средство в кросс-культурных исследованиях [13].

В то же время возникает задача оценки эффективности использования данной методики

Работа выполнена при финансовой поддержке РГНФ (грант № 12-06-00411а).

при диагностике общности или различий ценностей в малых группах одной культуры, например, студентов вуза или учащихся школы, работников организации.

В психодиагностике одной из психометрических характеристик, оценивающих дифференцирующую способность пункта теста или шкалы в целом, является дискриминативность заданий теста относительно «максимального» или «минимального» результата теста [1, с. 130]. Наиболее широко данный показатель используется в тестах достижения, имеющих правильные и неправильные ответы. В результате мера соответствия успешности выполнения одной задачи всему тесту является показателем дис-криминативности пунктов теста для данной выборки испытуемых и называется коэффициентом дискриминативности, который вычисляется с применением метода контрастных групп, либо с помощью коэффициента Л. Фергюсона, являющимся отношением между показателем дискриминативности, реально полученным для некоторого теста, и максимальным значением дискриминативности, которое может обеспечить такой тест и которое зависит от числа его

заданий (пунктов) [12]. Однако дискримина-тивность как показатель отдельного пункта теста или шкалы имеет недостаток, заключающийся в том, что показывает общую характеристику теста без особенностей использования результатов диагностики в дальнейшем. При всей важности изучения совокупности ценностей личности их диагностика не является самоцелью исследователя, а служит промежуточным этапом в решении практических задач. Одной из таких прикладных задач, решение которой базируется на диагностике личностных ценностей, является определение ценностного единства группы [11].

В 70-е гг. прошлого века в отечественной социальной психологии интенсивно развивалось направление, связанное с изучением процессов группового сплочения [15]. Важнейшей характеристикой интеграции и психологического единства группы является показатель ценностно-ориентационного единства как когнитивно-оценочный аспект внутригрупповой активности. Предложенные Ю. Л. Неймером, С. А. Будасси, Р. С. Вайсманом, Ю. И. Морозовым и С. С. Паповяном, В. В. Шпалинским методы определения ценностно-ориентационного единства предполагали специальное тестирование исследуемой группы с целью выявления общих ценностей и последующую математическую обработку [15].

В настоящее время с появлением надежных и валидных средств диагностики ценностей личности и компьютерных методов обработки общность ценностей в малой группе возможно определить с помощью процедуры кластерного анализа [5].

В работе [2] показано, что ценностное единство является предикацией профессиональной активности продавцов-консультантов. А в исследовании учебных групп и преподавателей, ведущих учебные занятия в этих группах, показано, что степень ценностного единства преподавателя с учебной группой определяется двумя факторами [9]. Во-первых, степенью ценностного единства студентов в группе, а, во-вторых, расхождением между ценностями преподавателя и ценностным единством студенческой группы. Чем однороднее аксиосфе-ра студентов в группе и неординарнее ценностная структура преподавателя, тем вероятнее наблюдение низкого ценностного единства системы преподаватель — учебная группа, а,

следовательно, большей дистанции между преподавателем и студентами и меньшего уровня доверия между ними.

Лонгитюдные исследования процесса груп-пообразования в студенческой группе [6] показали, что личностные ценности играют решающую роль в становлении неформальной структуры группы, но на каждом этапе развития группы эту роль оказывают ценности различных сфер жизнедеятельности. Применение в исследованиях авторского теста личностных ценностей [8] позволило диагностировать совокупность личностных ценностей в пяти сферах жизнедеятельности: профессии, образовании, семьи, общественной жизни и увлечений.

В момент зарождения учебной группы на 1-м курсе в качестве детерминант выступают сходство личностных ценностей в сфере будущей профессии (ценностно-профессиональное единство), мотивы достижений в учебной деятельности и интеллект. На следующем этапе на смену ценностно-профессионального единства, как группообразующей детерминанты, приходит сходство личностных ценностей в сфере увлечений (ценностно-досуговое единство), коммуникативные качества и мотивы общения в учебной деятельности, затем — ценности в сфере общественной жизни (ценностнокоммуникативное единство), эмоциональноволевые качества, активность и мотивы переживаний в учебной деятельности и только потом — ценности в обучении (ценностнообразовательное единство), мотивы познания.

Таким образом, определение ценностного единства в малой группе имеет не только теоретическую, но большую практическую значимость. Остается нерешенной проблема оценки качества методик, с помощью которых можно определить ценности личности и в дальнейшем вычислить ценностное единство группы или микрогруппы. Определение дискримина-тивности отдельных шкал методик, а тем более каждого пункта методики не решает проблемы, так как из полученного множества частных показателей сложно определить результирующий показатель, интересующий психологов. Поэтому были предложены два подхода сравнительного анализа методик личностных ценностей, с помощью которых определяется ценностное единство малой группы. Для этого предлагается использовать такую характерис-

тику, как информативность, являющуюся функциональным синонимом дискриминативности и отличающуюся тем, что она определяется на конечном этапе алгоритма вычисления искомой характеристики, в данном случае ценностного единства малой группы. Следует иметь в виду, что сравнительный анализ информативности двух методик должен проводиться на одной и той же выборке испытуемых.

В простейшем случае план эмпирического исследования информативности определения ценностного единства двух методик ценностей личности заключается в следующем. Сравниваемыми методиками проводится тестирование ценностей личности одной и той же выборки. Если интервальные шкалы методик различаются, то обязательно проводится перевод результатов тестирования по двум методикам в Z шкалу [1]. Вычисляется матрица попарных расстояний ценностей между всеми членами группы с помощью кластерного анализа. Определяется диада испытуемых наиболее схожих по личностным ценностям аmin, а также диада с максимальным различием между личностными ценностями amax. Тогда информативность 1п исследуемой методики определяется по формуле:

. атах

1п = ------

ат ( п

Чем выше значение показателя 1п, тем выше уровень информативности методики определения ценностного единства группы. При этом обратная величина 1п может использоваться как относительная разрешающая способность. Вычисления по формуле (1) производятся дважды для каждой из сравниваемых методик, после сравнения полученных показателей для первой методики 1щ и второй методики 1п2 можно сделать вывод о качестве определения ценностного единства. Недостатком упрощенного подхода определения информативности по формуле (1) является зависимость результата вычисления от случайных выбросов эмпирических данных испытуемых. Например, если результаты тестирования не были отбракованы по критерию фальсификации, то в таблице результатов диагностики окажутся заведомо ложные данные, которые могут повлиять на результат вычисления информативности. Для устранения отмеченного недостатка следует перед проведением вычисления информативности произвести оценку распределения

данных на соответствие нормальному закону и выполнить процедуры робастного оценивания [3].

Второй подход к оценке информативности определения ценностного единства группы связан с вычислением некоторой величины удельного расстояния в аксиосфере между двумя испытуемыми в группе Dut. Промежуточным результатом кластерного анализа является матрица попарных расстояний между испытуемыми, показывающая степень непохожести аксиосфер испытуемых между собой. Эта матрица является квадратной и симметричной относительно главной диагонали, в которой стоят нули. Одним из ключевых вопросов определения мер сходства или различий является выбор метрики, в качестве которой обычно применяют Евклидовую метрику. В случае использования Евклидовой метрики для определения меры различий аксиосфер предлагается вычислить удельную меру различий Dut по формуле:

= 2^

где dij — расстояние (Евклидовая метрика) между точками аксиосферы 7-го и у-го испытуемых; п — количество испытуемых в выборке; т — размерность аксиосферы (количество шкал ценностей в тесте).

Вычислению Dut предшествуют все этапы, описанные ранее для случая упрощенной оценки информативности. Вычисления по формуле (2) производятся дважды для каждой из сравниваемых методик, после сравнения полученных показателей для первой методики Dutl и второй методики Dut2 можно сделать вывод о качестве определения ценностного единства, причем чем выше значение Dut, тем выше информативность методики.

Для проверки предложенных подходов оценки информативности определения ценностного единства малой группы были проведены эмпирические исследования на выборке студентов инженерных специальностей первого и второго курсов (п = 236 чел., в числе которых 101 девушка).

В качестве методик диагностики личностных ценностей были выбраны методика Ш. Шварца [10] и авторский тест аксиологической направленности личности АНЛ3.27 [8], являющийся сокращенным вариантом теста личностных ценностей и содержащий 60 пунк-

тов. Поскольку методика Ш. Шварца хорошо известна психологам, то дадим краткое описание авторского теста АНЛ3.27.

Личностные ценности в тесте АНЛ рассматриваются как система осознанного значимого в жизни. Концептуально являясь дальнейшим совершенствованием методик ОТеЦ И. Г. Сенина и МТЖЦ В. Ф. Сопова и Л. В. Кар-пушиной [11], тест имеет принципиальные отличия.

1. На уровне значимости ценности имеют свойство биполярности: значимость может свидетельствовать о выделении объекта как положительно значимого, так и отрицательно значимого. Поэтому в тесте предусмотрена диагностика положительной и отрицательной значимости личностных ценностей.

2. Личностные ценности, как составляющая отношения личности к окружающей среде, во времени могут иметь как ситуативный характер, так и устойчиво стабильный, являясь устойчивой или динамической составляющей самоопределения личности [4]. Для оценки этого свойства ценностей в методике имеются шкалы «устойчивости».

Таким образом, из теоретического концепта следует, что в пунктах теста содержится ситуативное поле, в котором актуализируется личностная ценность в конкретной жизненной сфере. Испытуемому предлагается оценить степень значимости личностной ценности в одной из жизненных сфер по шкале Лайкерта (—3... +3), при этом одновременно оценить частоту значимости в его жизни.

В состав теста входят две группы основных шкал:

• Группа шкал ценности сфер жизнедеятельности (по 8 пунктов в каждой шкале):

1) профессии;

2) образования;

3) семьи;

4) общественной жизни;

5) увлечений.

• Группа шкал устойчивости ценностей сфер жизнедеятельности (5 шкал по 8 пунктов в каждой).

• Группа шкал личностных ценностей (по 5 пунктов в каждой шкале):

1) саморазвития;

2) креативности;

3) духовного удовлетворения;

4) взаимоотношений;

5) престижа;

6) достижений;

7) материального благополучия;

8) индивидуальности;

• Группа шкал устойчивости личностных ценностей (8 шкал по 5 пунктов в каждой).

• Группа шкал аксиологической направленности:

1) гуманистическая направленность в сфере:

- профессии;

- образования;

- семьи;

- общественной жизни;

- увлечений.

2) прагматическая направленность в сферах:

- профессии;

- образования;

- семьи;

- общественной жизни;

- увлечений.

Кроме основных информационных шкал: шкалы ценностей сфер жизнедеятельности (5), шкалы личностных ценностей (8) и шкалы устойчивости ценностей (13), тест содержит несколько шкал достоверности:

1. Шкала достоверности, представляющая собой шкалу социальной желательности. Высокий уровень показателя позволяет поставить под сомнения результаты тестирования вследствие либо преднамеренного приукрашивания действительности, либо высокого уровня воспитанности испытуемого.

2. Шкала безразличия, оценивающая установку испытуемого на неопределенные или средние ответы, т. е. определяющая влияние «факторов знания» ситуаций, описанных в пунктах теста, и представляющая собой количество средних ответов («не знаю») и браковкой результатов диагностики при достижении этого количества некоторого допустимого значения.

Тест АНЛ3 адаптирован на французский язык УР3-08 (адаптация О. Перепелициной) и прошел апробацию в России на франкоговорящей выборке и на выборке во Франции [8], а также имеется англоязычный вариант методики PVQ3-08 (адаптация Т. А. Прокофьевой).

Перед исследованием информативности были проведены исследования дискримина-тивности шкал двух методик на всей выборке и отдельно на двух ее половинках, в зависимости от пола. Установлено, что в первой части методики Ш. Шварца, содержащей 57 пунктов и предназначенной для изучения норматив-

ных идеалов, ценностей личности на уровне убеждений, а также выявления структуры ценностей, оказывающей наибольшее влияние на личность, но не всегда проявляющейся в реальном поведении, дискриминативность пунктов находится в диапазоне от 0,59 до 0,99, что в среднем составляет дискриминативность по первой части 0,90. Вторая часть опросника Ш. Шварца, содержащая 40 пунктов, направлена на изучение реально действующих ценностей личности, индивидуальных приоритетов, наиболее часто встречающихся в поведении человека и имеет дискриминативность пунктов в диапазоне от 0,78 до 0,92, что в среднем составляет дискриминативность по второй части 0,87. Аналогичная характеристика теста АНЛ3.27 находится в диапазоне от

0,72 до 0,94, что в среднем составляет величину 0,82. Из сравнения полученных значений дискриминативности пунктов двух исследуемых методик видно, что они одного порядка, хотя показатели методики Ш. Шварца несколько выше. В то же время при однократном исследовании невозможно утверждать о статистической достоверности различий полученных результатов, что требует дальнейших исследований.

Результаты оценки информативности методик для определения ценностного единства группы по упрощенной формуле (1) приведены в табл. 1.

Таблица 1

Значения информативности шкал для определения ценностного единства группы мужчин

Группа шкал Min Max l/In In

АНЛЗ.27 2,0 21,6 0,09 i0,8

Шварц-i 0,8 i0,7 0,08 12,9

Шварц-i доп. i,4 17,8 0,08 12,6

Шварц-2 0,7 8,9 0,08 12,9

Из табл. 1 видно, что информативность определения ценностного единства в мужской выборке с помощью упрощенной формулы (1) получилась выше у методики Ш. Шварца, по сравнению с тестом АНЛ3.27 по всем трем группам шкал (табл. 1, строка «Шварц-1 доп.» относится к дополнительным характеристикам ценностей первой части методики, используемым Ш. Шварцем в эмпирических исследо-

ваниях и не описанным в [10]). Причем основной причиной является высокий уровень минимального значения евклидовой метрики (Min) в одной из диад выборки. Аналогичные результаты получены и на женской выборке.

Рассмотрим результаты эмпирической проверки второго подхода к определению ценностного единства (табл. 2).

Таблица 2

Значения информативности шкал для определения ценностного единства группы

Группа шкал D t

Мужчины Женщины

АНЛЗ.27 i,39 i,43

Шварц-i 0,б7 0,80

Шварц-i доп. 0,9i i,i0

Шварц-2 0^9 0,бб

Как видно из табл. 2, информативность определения ценностного единства группы с помощью теста АНЛ выше почти в 2 раза, чем аналогичный показатель методики Ш. Шварца. Следовательно, при диагностике ценностей с помощью теста АНЛ имеется возможность большей дифференциации членов группы по их ценностным предпочтениям. Это может иметь большое практическое значение при прогнозировании количества неформальных микрогрупп внутри, например, учебной группы [6].

В то же время из табл. 2 следует, что уровень информативности получился различным в зависимости от пола испытуемых, чего не должно быть исходя из теории. Наблюдаемый факт можно объяснить индивидуальными свойствами аксиосферы испытуемых и особенностями их самоотчета при тестировании. Для определения последнего в тесте АНЛ существуют специальные шкалы, выявляющие склонность к выдаче социально желательных результатов или степени осознанности, а, следовательно, дифференцированности при самоотчете личностных ценностей. В методике Ш. Шварца таких шкал не предусмотрено. Однако полученный результат требует дальнейшего исследования влияния достоверности самоотчета испытуемых на результат определения ценностного единства группы.

Предложенная методика оценки информативности определения ценностного единства группы должна быть проверена на валидность, что составляет отдельную проблему в силу малой ее разработанности. Предложено исследовать валидность через оценку образования микрогрупп внутри группы. Для этого было проведено исследование структуры учебных групп. Известно, что любая формальная группа в своей жизнедеятельности не является сплоченным коллективом, а состоит из совокупности микрогрупп, взаимодействующих между собой [14]. Детерминантами объединения членов группы в микрогруппы являются общность / различия их ценностей, потребностей, мотивов, интересов, некоторых качеств личности и характеристик когнитивной сферы. В этом перечне ценностное единство членов группы играет главенствующую роль, но не единственную, поэтому оценка валидности определения ценностного единства группы (микрогруппы) через выделение количества микрогрупп в группе имеет методологическое

ограничение. Однако, поскольку задачей настоящего исследования является сравнительный анализ однотипных методик, то данный критерий может быть принят.

Исследуемая выборка представляла собой 10 учебных групп, в составе которых на основании социометрического исследования были выделены микрогруппы (от 2-х до 4-х микрогрупп в каждой группе) [7]. В результате иерархического кластерного анализа в каждой группе были выделены кластеры с общностью личностных ценностей студентов на основании диагностики методиками АНЛ и Ш. Шварца. Оказалось, что из 32 микрогрупп совпало с ценностным единством 22 микрогруппы по тесту АНЛ (68,7 %) и 17 микрогрупп (56,2 %) по методике Ш. Шварца.

Таким образом, эмпирическое исследование теоретически предложенного метода оценки информативности определения ценностного единства однотипных методик косвенно подтвердило факт превышения информативности теста АНЛ над методикой Ш. Шварца.

Библиографический список

1. Бурлачук Л. Ф. Словарь-справочник по психо-

диагностике. — СПб.: Питер, 2008. — 688 с.

2. Бушха О. С. Внешние и внутренние факторы

активности продавцов-консультантов // Вестн. Самар. гуманитар. акад. Сер.: Психология. — 2008. — № 1. — С. 91-99.

3. Дубров А. М., Мхитарян В. С., Трошин Л. И.

Многомерные статистические методы. — М.: Финансы и статистика, 2000. — 352 с.

4. Журавлев А. Л., Купрейченко А. Б. Структура

и личностные детерминанты экономического самоопределения субъекта // Психол. журн. — 2008. — Т. 29. — № 2. — С. 5-15.

5. Капцов А. В. Аксиологический потенциал лич-

ности: понятие и определение // Социальные представления и самоопределение молодежи в изменяющимся мире: материалы междунар. науч. конф. Ч. 1. — Саратов: Приволжское изд-во, 2009. — С. 237-239.

6. Капцов А. В. Личностное и интеллектуальное

развитие студентов в условиях учебной группы. — Самара: СНЦ РАН, 2011. — 180 с.

7. Капцов А. В. Методика выделения неформаль-

ных микрогрупп в учебной группе // Вестн. Самар. гуманитар. акад. Сер.: Психология. — 2011. — № 1 (9). — С. 182-189.

8. Капцов А. В. Психологическая аксиометрия //

Психол. диагностика. — 2011. — № 4. — С. 4-114.

9. Капцов А. В., Смирнова М. В. Особенности аксиологической направленности преподавателей и студентов вуза // Психология образования в XXI в.: теория и практика: материалы Междунар. науч.-практ. конф. — Волгоград: ВГСПУ: Перемена, 2011. — С. 416-418.

10. Карандышев А. Н. Методика Шварца для изу-

чения ценностей личности: концепция и метод. рук. — СПб.: Речь, 2004. — 70 с.

11. Карпушина Л. В., Капцов А. В. Психология цен-

ностей российской молодежи. — Самара: СНЦ РАН, 2009. — 216 с.

12. Кондаков И. М. Создание психологических оп-

росников с помощью статистического пакета SPSS for Windows 11.5.0: учеб.-метод. пособие. — М.: МГППУ, 2006.

13. Лебедева Н. М., Чирков В. И., Татарко А. Н.

Культура и отношение к здоровью: Россия, Канада, Китай. — М.: РУДН, 2007. — 314 с.

14. Сидоренков А. В. Неформальные подгруппы в

малой группы: социально-психологический анализ. — Ростов н/Д: АПСН СЮНЦ ВШ, 2003. — 436 с.

15. Цехновичер В .М. Способ измерения показате-

ля ценностно-ориентационного единства малой группы // Вопр. психологии. — 1984. — № 2. — С. 130-132.