Модель измерения ингрупповой идентификации: проверка на российской выборке

Психология. Журнал Высшей школы экономики, 2013. Т. 10. №4. С. 143-157.

Психодиагностика

МОДЕЛЬ ИЗМЕРЕНИЯ ИНГРУППОВОЙ

ИДЕНТИФИКАЦИИ: ПРОВЕРКА НА РОССИЙСКОЙ ВЫБОРКЕ

Е.Р. АГАДУЛЛИНА, А.В. ЛОВАКОВ

Агадуллина Елена Рафиковна — доцент кафедры организационной психологии факультета психологии НИУ ВШЭ, кандидат психологических наук.

Контакты: eagadullina@hse.ru

Ловаков Андрей Владимирович — преподаватель факультета психологии НИУ ВШЭ, магистр психологии. Контакты: lovakov@hse.ru

Резюме

В статье представлены результаты психометрической проверки модели измерения ингруп-повой идентификации. Модель представляет собой иерархическую структуру из пяти ком-

понетов (самостереотипизация, ингрупповая гомогенность, сплоченность, удовлетворенность и выраженность), сгруппированных в два фактора второго порядка (самоопределение и личный вклад). Анализ проводился на выборках студентов, представителей этнической группы «русские» и религиозной группы «православные» ^ = 591). В исследовании 1

Работа выполнена при финансовой поддержке РГНФ (проект № 13-06-00519).

проводился конфирматорный факторный анализ двухуровневой модели измерения ингруп-повой идентификации. Результаты показали, что двухуровневая модель (пять компонентов (шкал) на первом уровне и два фактора на втором уровне) обладает лучшим соответствием исходным данным по сравнению с альтернативными моделями. Наборы суждений, относящиеся к каждому из пяти компонентов ингрупповой идентификации, хорошо согласованы и обладают дискриминантной валидностью. В исследовании 2 проверялась валид-ность русскоязычного варианта методики. Полученные данные свидетельствуют о конвергентной валидности компонентов (шкал). Пять компонентов модели измерения ингруппо-

вой идентификации описывают когнитивные, аффективные и поведенческие аспекты идентификации с этнической группой. Результаты исследования 1 и исследования 2 показывают, что русскоязычный вариант методики, основанной на данной модели, обладает конвергентной и дискриминантной валидностью. Также обсуждаются ограничения проведенного исследования и дальнейшие шаги по адаптации методики измерения ингрупповой

идентификации.

Ключевые слова: идентичность, идентификация, группа, социальная идентичность, ингрупповая идентификация, конфирматорный факторный анализ.

Идентификация с группой как предмет психологического анализа

Начиная с 1970-х гг. исследования идентификации с группой привлекают устойчивый интерес психологов. Теория социальной идентичности и теория самокатегоризации (Tajfel et al., 1971) предполагают, что идентификация с группой является важным аспектом самоопределения индивида и предсказывает его поведение, так как, осознавая свою принадлежность к социальной группе, люди начинают думать и действовать как члены данной группы. В социально-психологической литературе представлены различные взгляды на то, как именно стоит понимать идентификацию с группой, какие компоненты входят в ее структуру. К. Лич с соавт. (Leach et al., 2008) проанализировали различные подходы к исследованию ингрупповой идентификации и пришли к выводу, что можно выделить пять ее основных

компонентов, которые, в свою очередь, объединяются в два более крупных фактора ингрупповой идентификации.

Первый компонент — самосте-реотипизация (individual self-stereotyping). Он связан с представлением о том, насколько каждый член группы соответствует «усредненному», про-тотипному члену ингруппы, а члены группы имеют «общую судьбу» (Hogg et al., 2007).

Второй компонент — ингрупповая гомогенность (in-group homogeneity). Он указывает на то, насколько однообразными являются члены ингруп-пы по сравнению с членами аутгруп-пы (по релевантным параметрам) (Mummendey et al., 2000). В рамках теории самокатегоризации степень воспринимаемых различий между ингруппой и аутгруппой описывается через принцип метаконтраста (Simon, Hamilton, 1994).

Третий компонент — это сплоченность/единение (solidarity). Он описывает психологическую связь индивида

с группой, приверженность к группе, а также разделение членами группы общих ценностей и целей.

Четвертый компонент — удовлетворенность (satisfaction) членством в группе. Он отражает позитивные эмоции, возникающие по отношению к ингруппе и факту принадлежности к ней.

И наконец, пятый компонент — это выраженность (centrality) ингрупповой идентичности. Он отражает то место в Я-концепции, которое занимает принадлежность к определенной социальной группе.

Описанные пять компонентов ин-групповой идентификации, по мнению авторов, образуют два фактора: самоопределение (self-definition), в который входят самостереотипиза-ция и ингрупповая гомогенность, и личный вклад (self-investment), в который входят сплоченность, удовлетворенность и выраженность ин-групповой идентичности. В целом представленные факторы и компоненты образуют иерархическую модель, которая определяет их взаимодействие между собой (см. модель 5 на рисунке 1).

Предложенная модель описывает комплексное представление о когнитивных, аффективных и поведенческих аспектах идентификации с

группой, для эмпирической проверки которой К. Лич с соавт. (Leach et al., 2008) предложили 14 суждений (см. приложение). В представленном исследовании предлагается проверка модели идентификации с группой на российской выборке. Были проведены два исследования. В исследовании 1 проверялась факторная структура модели измерения ингрупповой идентификации, в исследовании 2 проверялась валидность методики измерения ингрупповой идентификации.

Исследование 1: Факторная структура методики измерения

ингрупповой идентификации

Методика

Выборка. Были созданы три варианта методики: 1) для измерения идентификации со студенческой группой (студенты); 2) для измерения идентификации с этнической группой (русские); 3) для измерения идентификации с религиозной группой (православные). Характеристики выборок приведены в таблице 1.

Данные по методикам собирались и с помощью анкеты в письменной форме, и с помощью ее электронного варианта. Ссылки на анкеты были

Таблица 1

Общие характеристики выборки

Выборка Всего Пол Возраст

Женщины Мужчины M SD

Студенты 196 152 41 21 4.4

Русские 146 88 58 33.1 11.8

Православные 249 106 143 30 8.6

Рисунок 1

Теоретические модели измерения ингрупповой идентификации

Самоопределение

Личный вклад

Эмои./соц. ^ идентификация )

размещены на профильных сайтах, посвященных психологии и русской культуре.

Методика ингрупповой идентификации. Данная методика представляет собой набор из 14 суждений (см. приложение), объединенных в 5 шкал («Самостереотипизация», «Гомогенность ингруппы», «Удовлетворенность», «Солидарность», «Выраженность»), которые, в свою очередь, относятся к двум факторам: «Самоопределение» и «Личный вклад» (см. модель 5 на рисунке 1). Респонденты должны оценить, насколько они согласны с каждым утверждением по шкале Лайкерта от 1 (совершенно не согласен) до 7 (совершенно согласен) (см.: Leach et al., 2008).

Результаты и обсуждение

С целью проверки факторной структуры методики ингрупповой идентификации был проведен кон-фирматорный факторный анализ с помощью пакета Mplus 6.12 (с параметром ESTIMATOR = MLMV). На первом этапе проверялась модель измерения первого уровня (см. модель 1 на рисунке 1). Также было оценено соответствие исходным данным нескольких альтернативных моделей измерения (модели 2-4, рисунок 1). В таблице 2 приведены показатели соответствия конфирма-торных моделей исходным данным на трех выборках. На всех выборках модель 1 показала наилучшее соответствие исходным данным. Поскольку альтернативные модели построены на тех же данных, но не являются вложенными, для сравнения их между собой использовался индекс AIC (чем меньше его значе-

ние, тем лучше соответствие) (Byrne, 2011). Сравнение этого индекса у разных моделей также свидетельствует о том, что лучшим соответствием исходным данным обладает модель 1.

На втором этапе была оценена модель второго уровня, в которой 14 суждений нагружают 5 факторов, которые, в свою очередь, нагружают два фактора второго порядка (модель 5, рисунок 1). Показатели ее соответствия исходным данным на всех трех выборках свидетельствуют о довольно хорошем соответствии (см. таблицу 2). Также было оценено соответствие исходным данным двух альтернативных моделей (модели 6-7, рисунок 1). Результаты показали, что в выборках русских и православных лучшим соответствием исходным данным обладает модель 5 (значение индекса AIC — 5807.45 и 8537.77 соответственно). В выборке студентов лучше всего исходным данным соответствует модель 7, значение индекса AIC — 8578.63. Таким образом, в двух выборках из трех теоретическая модель (модель 5) является наилучшей. В выборке же студентов данная модель показывает удовлетворительное соответствие относительно пороговых значений. Другими словами, модель с пятью шкалами и двумя факторами надежно воспроизвелась после перевода суждений на русский язык.

Как показано на рисунке 2, все стандартизированные факторные нагрузки превышают значение 0.50 и значимо отличаются от нуля (p < 0.01). Это подтверждает, что каждый из пяти компонентов хорошо определяется своими суждениями. Все нагрузки пяти компонентов превышают

Таблица 2

Показатели соответствия конфирматорных моделей исходным данным

Модель X2 р) КМБЕЛ (90% С1) СИ ТЫ БКМК Л1С

Студенты

Этап 1: Модели измерения 1-го уровня

Модель 1 105.26 (67, р = 0.0020) 0.054 (0.033... 0.073) 0.939 0.917 0.054 8577.74

Модель 2 285.72 (77, р = 0.0000) 0.118 (0.103. 0.133) 0.665 0.604 0.103 8950.59

Модель 3 214.82 (76, р = 0.0000) 0.097 (0.082. 0.112) 0.777 0.733 0.092 8790.61

Модель 4 219.65 (76, р = 0.0000) 0.098 (0.083. 0.114) 0.769 0.724 0.085 8801.00

Этап 2: Модели измерения 2-го уровня

Модель 5 113.32 (71, р = 0.0011) 0.055 (0.035. 0.074) 0.932 0.913 0.058 8583.28

Модель 6 116.40 (72, р = 0.0007) 0.056 (0.037. 0.074) 0.929 0.910 0.062 8587.27

Модель 7 111.36 (71, р = 0.0016) 0.054 (0.034. 0.073) 0.935 0.917 0.057 8578.63

Русские

Этап 1: Модели измерения 1-го уровня

Модель 1 90.56 (67, р = 0.0292) 0.049 (0.017. 0.073) 0.970 0.959 0.049 5801.92

Модель 2 231.70 (77, р = 0.0000) 0.117 (0.100. 0.135) 0.804 0.768 0.082 6119.58

Модель 3 177.78 (76, р = 0.0000) 0.096 (0.078. 0.114) 0.871 0.845 0.073 5991.71

Модель 4 172.81 (76, р = 0.0000) 0.093 (0.075. 0.112) 0.877 0.853 0.064 5981.07

Этап 2: Модели измерения 2-го уровня

Модель 5 98.59 (71, р = 0.0168) 0.052 (0.023. 0.075) 0.965 0.955 0.059 5807.45

Модель 6 106.05 (72, р = 0.0056) 0.057 (0.032. 0.079) 0.957 0.945 0.063 5821.58

Модель 7 98.60 (71, р = 0.0168) 0.052 (0.023. 0.075) 0.965 0.955 0.054 5808.22

Православные

Этап 1: Модели измерения 1-го уровня

Модель 1 98.09 (67, р = 0.0079) 0.043 (0.023. 0.061) 0.949 0.931 0.046 8540.13

Модель 2 243.77 (77, р = 0.0000) 0.093 (0.080. 0.107) 0.729 0.679 0.077 8824.51

Модель 3 171.98 (76, р = 0.0000) 0.071 (0.057. 0.085) 0.844 0.813 0.067 8673.51

Модель 4 219.98 (76, р = 0.0000) 0.087 (0.074. 0.101) 0.766 0.720 0.080 8764.16

Этап 2: Модели измерения 2-го уровня

Модель 5 102.29 (71, р = 0.0089) 0.042 (0.022. 0.059) 0.949 0.935 0.047 8537.77

Модель 6 111.15 (72, р = 0.0021) 0.047 (0.028. 0.063) 0.936 0.920 0.053 8552.55

Модель 7 111.10 (71, р = 0.0017) 0.048 (0.030. 0.064) 0.935 0.916 0.053 8553.94

Рисунок 2

Модель измерения ингрупповой идентификации с факторными нагрузками

значение 0.60 и значимо отличаются от нуля (p < 0.01), т.е. каждый из пяти компонентов нагружает фактор второго порядка. Факторы второго порядка «Самоопределение» и «Личный вклад» сильно и значимо связаны (0.80-0.84, все p < 0.01). В результате, как и в исследовании Лич с соавт. (Leach et al., 2008), лучшей является модель с пятью компонентами и двумя факторами второго порядка.

На основе данной модели были рассчитаны значения по каждой из пяти шкал, соответствующих пяти компонентам. Все пять шкал оказались надежными, значения коэффициента а Кронбаха варьируются в пределах 0.67-0.93 (см. таблицу 3). Все шкалы значимо коррелируют

друг с другом, что является вполне ожидаемым, так как они отражают компоненты одного общего конструкта. При этом взаимные корреляции шкал, относящихся к одному и тому же фактору второго порядка, выше, чем между шкалами, относящимися к разным факторам. Так, «Удовлетворенность», «Сплоченность» и «Выраженность» сильнее коррелируют друг с другом, чем со «Самостереотипизацией» или «Ингрупповой гомогенностью». Это также подтверждает теоретическую модель (модель 5). Важно отметить, что в выборке русских значения коэффициентов корреляции между шкалами в среднем выше, чем в остальных двух выборках. Возможно, это связано с тем, что категория

Таблица 3

Описательная статистика и интеркорреляции пяти компонентов ингрупповой идентификации

Компоненты М 8Б а 1 2 3 4

Студенты

1. Самостереотипизация 4.27 1.43 0.89 -

2. Ингрупповая гомогенность 4.11 1.30 0.70 0.45** -

3. Удовлетворенность 5.44 1.24 0.90 0.35** 0.28** -

4. Сплоченность 4.80 1.14 0.74 0.39** 0.21** 0.58** -

5. Выраженность 4.68 1.41 0.82 0.42** 0.28** 0.55** 0.43**

Русские

1. Самостереотипизация 5.20 1.58 0.91 -

2. Ингрупповая гомогенность 5.00 1.39 0.77 0.67** -

3. Удовлетворенность 5.87 1.34 0.93 0.66** 0.52** -

4. Сплоченность 5.68 1.38 0.90 0.69** 0.55** 0.79** -

5. Выраженность 5.25 1.69 0.89 0.68** 0.60** 0.74** 0.72**

Православные

1. Самостереотипизация 3.43 0.89 0.88 -

2. Ингрупповая гомогенность 2.97 0.91 0.67 0.56** -

3. Удовлетворенность 4.44 0.68 0.73 0.46** 0.38** -

4. Сплоченность 4.33 0.80 0.73 0.44** 0.44** 0.51** -

5. Выраженность 3.92 0.94 0.74 0.42** 0.39** 0.54** 0.44**

Примечание. В выборке православных использовалась 5-балльная шкала, поэтому средние значения и стандартные отклонения по шкалам меньше, чем в выборках студентов и русских. Полужирным шрифтом выделены коэффициенты корреляции между шкалами, относящимися к одному фактору второго порядка. ** — р < 0.01.

«русские» для респондентов оказалась более значимой и целостной.

Исследование 2: Валидность методики измерения ингрупповой идентификации

Методика

Для дальнейшей психометрической проверки перевода методики измерения ингрупповой идентифи-

кации было проведено дополнительное исследование с целью проверки ее валидности.

Выборка. Проверка валидности методики проводилась на выборке русских (146 человек), которые ответили на вопросы дополнительных методик.

Для измерения выраженности этнической идентичности использовалась русскоязычная версия методики Дж. Финни (Татарко, Лебедева,

2011), включающая 12 утверждений, сгруппированных в две шкалы: когнитивный и аффективный компонент этнической идентичности. Респондентам предлагалось оценить себя как русских по ряду утверждений (в отличие от мигрантов из Средней Азии), используя 4-балльную шкалу Лайкерта (1 — абсолютно несогласен, 4 — абсолютно согласен). Аффективный компонент содержательно близок компонентам «Сплоченность», «Выраженность» и «Удовлетворенность», а когнитивный компонент — компонентам «Выраженность» и «Удовлетворенность».

Также использовалась методика оценки позитивности и неопределенности этнической идентичности (Татарко, Лебедева, 2011), состоящая из 8 суждений и включающая 2 шкалы: позитивность (эмоциональную окрашенность) этнической идентичности и неопределенность этнической идентичности (насколько человек ощущает себя представителем своего народа). Степень согласия с суждениями оценивается по 5-балльной шкале Лайкерта (1 — абсолютно не согласен, 5 — абсолютно согласен). Можно ожидать, что чем более позитивной будет идентичность, тем выше будет уровень «Удовлетворенности» и «Сплоченности», а также чем определеннее будет идентичность, тем выше будет уровень «Са-мостереотипизации», «Выраженности» и «Ингрупповой гомогенности».

Респонденты также заполняли две графические методики. Первая представляет собой набор из шести картинок, на которых изображены пять окружностей. Центральная окружность на каждой картинке обозначает индивида, а оставшиеся четыре

окружности — других членов группы. От картинки к картинке расстояние между индивидом и другими членами группы уменьшается, испытуемый должен выбрать такую картинку, которая лучшим образом иллюстрирует степень воспринимаемой близости между членами группы (Schubert, Otten, 2002). Можно ожидать, что результаты этой методики будут коррелировать со «Сплоченностью» и «Ингрупповой гомогенностью».

Вторая методика направлена на измерение подобия индивида и ин-группы, а также ингруппы и аутгруп-пы. А. Арон с коллегами разработали графическую методику для изучения степени близости отношений (Aron et al., 1992), которая была адаптирована для изучения ингрупповой идентификации с этническими, религиозными и другими группами (Schubert, Otten, 2002; Tropp, Wright, 2001). Методика состоит из семи пар окружностей, в разной степени пересекающихся друг с другом (от незначительно пересекающихся до практически полностью совпадающих). Респондентам требуется отметить ту пару окружностей, которая в лучшей степени соответствует степени близости и подобия ингруппы и аутгруппы, а также ингруппы и их самих. Можно ожидать, что чем сильнее будет подобие между индивидом и ингруппой, тем выше будет уровень «Выраженности» и «Сплоченности», а также чем слабее подобие между ингруппой и аутгруппой, тем выше уровень «Самостереотипизации» и «Ингрупповой гомогенности».

Результаты и обсуждение

В таблице 4 представлены коэффициенты корреляции компонентов

Таблица 4

Корреляция компонентов ингрупповой идентификации с другими методиками

И-ЧлИГ И-ИГ И-АГ ЭтИд ЭтИд (к) ЭтИд (аф) ПозИд НеопрИд

Самостереотипизация

r 0.33** 0.46** -0.23** 0.61** 0.55** 0.60** 0.35** -0.48**

pr 0.12 0.15# -0.02 0.26** 0.26** 0.21** 0.05 -0.16#

Ингрупповая гомогенность

r 0.27** 0.40** -0.26** 0.59** 0.54** 0.58** 0.27** -0.36**

pr 0.13 0.19* -0.07 0.35** 0.33** 0.32** -0.00 -0.08

Удовлетворенность

r 0.36** 0.50** -0.30** 0.70** 0.59** 0.72** 0.52** -0.51**

pr - - - - - - - -

Сплоченность

r 0.35** 0.44** -0.26** 0.71** 0.62** 0.71** 0.46** 0.51**

pr 0.11 0.10 0.00 0.33** 0.30** 0.31** 0.18* -0.24**

Выраженность

r 0.33** 0.50** -0.26** 0.74** 0.71** 0.70** 0.38** 0.41**

pr 0.10 0.19* -0.01 0.41** 0.46** 0.30** -0.05 0.09

Примечание. г — коэффициент корреляции Спирмена, pr — частный коэффициент корреляции; И-ЧлИГ - воспринимаемая близость между индивидом и членами ингруппы; И-ИГ — подобие индивида и ингруппы; И-АГ — подобие ингруппы и аутгруппы; ЭтИд — Этническая идентичность (общий балл); ЭтИд (к) — Этническая идентичность (когнитивная); ЭтИд (аф) — Этническая идентичность (аффективная); ПозИд — Позитивность идентичности; НеопрИд — Неопределенность идентичности. # — p < 0.10, * — p < 0.05, ** — p < 0.01.

ингрупповой идентификации и результатов дополнительных методик, полученных на выборке русских. Шкала «Удовлетворенность» имеет самое высокое значение коэффициента корреляции практически со всеми другими переменными. Это связано с тем, что удовлетворенность является общим аспектом идентификации с группой (Leach et al., 2008), поэтому она может оказывать влияние на корреляции остальных компонентов. Чтобы более точно рас-

смотреть связи остальных компонентов, были рассчитаны частные корреляции, контролирующие влияние «Удовлетворенности».

Как и ожидалось, после контроля влияния «Удовлетворенности» коэффициенты корреляции пяти компонентов с другими переменными снизились. С аффективным компонентом по методике Дж. Финни наиболее тесно связаны «Ингрупповая гомогенность», «Сплоченность» и «Выраженность» (0.32, 0.31 и 0.308

соответственно), а с когнитивным компонентом сильнее всех связана «Выраженность» (0.46). Стоит отметить, что полученные значения коэффициентов корреляции достаточно низкие, что может означать существование содержательных различий между шкалами методики измерения ингрупповой идентификации и компонентами, описанными в методике Дж. Финни.

Воспринимаемая степень подобия индивида и аутгруппы слабо коррелирует с «Ингрупповой гомогенностью» (0.19), «Выраженностью» (0.19) и «Самостереотипизацией» (0.15, корреляция приближается к значимой). Слабые корреляции, возможно, связаны с различиями в основаниях опросной и графической шкал. Используя графическую шкалу, респонденты могут понимать близость между собой и ингруппой или между ингруппой и аутгруппой по-разному. Дисперсия в этом понимании может быть больше, чем в случае суждений, используемых в методике измерения ингрупповой идентификации.

Кроме того, была выявлена значимая корреляция «Позитивности идентичности» со «Сплоченностью» (0.18), «Неопределенности идентичности» со «Сплоченностью» (—0.24) и «Самостереотипизацией» (приближается к значимой корреляции), что соответствует содержанию данных компонентов.

Общее обсуждение

Проведенные исследования показали, что теоретическую модель ингрупповой идентификации, предложенную К. Лич с соавт. (Leach et

а1., 2008), можно рассматривать как культурно-универсальную. По крайней мере, она воспроизводится эмпирически как на голландской выборке (Там же), так и на российской, причем в обоих случаях эта модель является наилучшей. Русскоязычный вариант методики измерения ингрупповой идентификации, опера-ционализирующий данную модель, также можно считать адекватным англоязычному оригиналу. Наборы суждений, относящиеся к каждому из пяти компонентов ингрупповой идентификации, можно рассматривать как отдельные шкалы, так как они хорошо согласованы и обладают дискриминантной валидностью, о которой свидетельствует тот факт, что модели измерения с другим количеством шкал (модели 2, 3, 4, рисунок 1) хуже соответствуют эм -пирическим данным, чем модель с пятью шкалами (модели 1, рисунок 1), и что шкалы (компоненты) по-разному коррелируют с другими переменными, используемыми в этом исследовании (этническая идентичность по методике Финни, графические шкалы), следовательно, измеряют содержательно разные аспекты идентификации. При этом пять компонентов ингрупповой идентификации не являются полностью независимыми друг от друга. Корреляции между компонентами, относящимися к одному из двух факторов второго порядка («Самоопределение» и «Личный вклад»), выше, чем между остальными, что также доказывает большую адекватность модели 5 (рисунок 1) в сравнении с альтернативными.

Кроме того, полученные данные свидетельствуют о конвергентной

валидности шкал (компонентов). Баллы по шкале «Самокатегоризация» коррелируют с выраженностью когнитивного компонента этнической идентичности, по шкале «Ин-групповая гомогенность» — с графической оценкой степени близости и схожести индивидов внутри группы. Как и ожидалось, шкалы «Сплоченность» и «Выраженность» коррелируют со шкалами оценки позитивности и неопределенности этнической идентичности. Все полученные данные свидетельствуют о том, что пять компонентов модели измерения ингрупповой идентификации описывают когнитивные, аффективные и поведенческие аспекты идентификации с этнической группой.

К ограничениям проведенного исследования можно отнести следующее. Конвергентная валидность методики исследовалась только на этнической группе русских. В дальнейшем требуются исследования валидности как на других этниче-

ских группах, так и на ингруппах других типов (гендерные, профессиональные, религиозные и др.). Кроме того, полученные данные показывают эквивалентность англоязычного и русскоязычного вариантов методики только на уровне факторной структуры. Проверку эквивалентности на других уровнях еще предстоит сделать.

Следующим шагом по адаптации методики измерения ингрупповой идентификации должно быть сопоставление взаимосвязей шкал ин-групповой идентификации с другими показателями на русскоязычных и англоязычных выборках. Это позволит получить дополнительные данные о валидности русскоязычного варианта. Необходимы также дополнительные исследования на широких и репрезентативных выборках для формирования норм и проверки применимости данной методики для измерения идентификации с разными типами групп.

Литература

Татарко А.Н., Лебедева Н.М. Методы этнической и кросскультурной психологии: Учебно-методическое пособие. М.: НИУ ВШЭ, 2011.

Aron A., Aron E.N., Smollan D. Inclusion of Other in the Self Scale and the structure of interpersonal closeness // Journal of Personality and Social Psychology. 1992. 63. 4. 596-612.

Byrne B. Structural equation modeling with Mplus: Basic concepts, applications, and programming. L.: Routledge Academic, 2011.

HoggM.A., Sherman D.K., Dierselhuis J, Maitner A.T., Moffitt G. Uncertainty, entitativity, and group identification // Journal of Experimental Social Psychology. 2007. 43. 1. 135-142.

Leach C.W., van Zomeren M., Zebel S, Vliek M.L.W., Pennekamp S.F., Doosje B, Ouwerkerk J.W., Spears R. Group-level self-definition and self-investment: A hierarchical (multicomponent) model of in-group identification // Journal of Personality and Social Psychology. 2008. 95. 1. 144-165.

Mummendey A., Otten S, Berger U, Kessler T. Positive-negative asymmetry in social discrimination: Valence of evaluation and salience of categorization // Personality and Social Psychology Bulletin. 2000. 26. 10. 1258-1270.

Simon B., Hamilton D.L. Self-stereotyping and social context: the effect of relative ingroup size and ingroup status // Journal of Personality and Social Psychology. 1994. 66. 4. 699-711.

Schubert T.W., Otten S. Overlap of self, ingroup, and outgroup: Pictorial measures of self-categorization // Self and Identity. 2002. 1. 4. 353-376.

Tajfel H, Billig M.G., Bundy R.P., Flament C. Social categorization and intergroup behaviour // European Journal of Social Psychology. 1971. 1. 2. 149-178.

Tropp L.R., Wright S.C. Ingroup identification as the inclusion of ingroup in the self // Personality and Social Psychology Bulletin. 2001. 27. 5. 585-600.

Приложение

Методика измерения ингрупповой идентификации

1. Я чувствую свою связь с [ингруппа]

2. Я солидарен с [ингруппа]

3. Я ощущаю свою приверженность [ингруппа]

4. Я рад, что являюсь частью [ингруппа]

5. Я думаю, что [ингруппа] есть чем гордиться

6. Мне приятно быть частью [ингруппа]

7. Принадлежность к [ингруппа] делает меня счастливым

8. Я часто думаю о том, что я [представитель ингруппы]

9. Принадлежность к [ингруппа] накладывает отпечаток на мою личность

10. Принадлежность к [ингруппа] — важная часть моего представления о себе

11. У меня много общего со среднестатистическим [представитель ингруппы]

12. Я похож на среднестатистического [ингруппа]

13. У [представителей ингруппы] много общего между собой

14. Все [представители ингруппы] очень похожи друг на друга

156

E.P. Aiadynnma, A.B. MoeaKoe

Measurement Model of In-group Identification: Validation in Russian Samples

Elena Agadullina

Associate Professor, Department of Psychology NRU HSE E-mail: eagadullina@hse.ru lovakov@hse.ru

Andrey Lovakov

Lecturer, Department of Psychology NRU HSE E-mail: lovakov@hse.ru

Address: NRU HSE, 46 B Volgogradsky pr., Moscow, Russia 109316

Abstract

The results of psychometric validation of a model of in-group identification (Leach et al., 2008) in three Russian samples are presented. The theoretical model is hierarchically structured. It includes five components (individual self-stereotyping, in-group homogeneity, in-group solidarity, satisfaction with in-group, and centrality of in-group identity) that form two second order factors (self-definition and self-investment). The samples included members of a social group («students», N = 196), an ethnic group («Russians», N = 146), and a religious group («Orthodox Christians», N = 249). In study 1 different measurement models were compared for each sample using confirmatory factor analysis. The results support the hierarchical model with two second-order factors. The sets of items comprising each of the five in-group identification components have high internal consistency and discriminant validity. Study 2 focused on the validity of the new instrument in the ethnic group subsample using a number of Russian-language ethnic identity measures. The data indicate convergent validity of the new measure, indicating that its five scales tap into cognitive, affective, and behavioral components of identity with an ethnic group. The results of two studies show that the new Russian-language instrument based on the model of in-group identification has convergent and discriminant validity. Limitations of the study and future directions for the development of the instrument are discussed.

Keywords: identity, identification, group, social identity, in-group identification, confirmatory factor analysis.

References

Aron, A., Aron, E. N., & Smollan, D. (1992). Inclusion of other in the self scale and the structure of

interpersonal closeness. Journal of Personality and Social Psychology, 63(4), 596-612. Byrne, B. (2011). Structural equation modeling with Mplus: Basic concepts, applications, and programming. London: Routledge Academic. Hogg, M. A., Sherman, D. K., Dierselhuis, J., Maitner, A. T., & Moffitt, G. (2007). Uncertainty, entita-

tivity, and group identification. Journal of Experimental Social Psychology, 43(1), 135-142. Leach, C. W., van Zomeren, M., Zebel, S., Vliek, M. L. W., Pennekamp, S. F., Doosje B., Ouwerkerk, J. W., & Spears, R. (2008). Group-level self-definition and self-Investment: A hierarchical (multicompo-nent) model of in-group identification. Journal of Personality and Social Psychology, 95(1), 144-165.

Mummendey, A., Otten, S., Berger, U., & Kessler, T. (2000). Positive-negative asymmetry in social discrimination: Valence of evaluation and salience of categorization. Personality and Social Psychology Bulletin, 26(10), 1258-1270.

Simon, B., & Hamilton, D.L. (1994). Self-stereotyping and social context: the effect of relative ingroup size and in-group status. Journal of Personality and Social Psychology, 66(4), 699-711.

Schubert, T. W., & Otten, S. (2002). Overlap of self, ingroup, and outgroup: Pictorial measures of self-categorization. Self and Identity, 1(4), 353-376.

Tajfel, H., Billig, M. G., Bundy, R. P., & Flament, C. (1971). Social categorization and intergroup behavior. European Journal of Social Psychology, 1(2), 149-178.

Tatarko, A. N., & Lebedeva, N. M. (2011). Metody etnicheskoi i krosskul'turnoipsikhologii [Methods of ethnic and cross-cultural psychology]. Moscow: The Higher School of Economics.

Tropp, L.R., & Wright, S.C. (2001). Ingroup identification as the inclusion of ingroup in the self. Personality and Social Psychology Bulletin, 27(5), 585-600.