m_d_n (m_d_n) wrote in rabota_psy,
m_d_n
m_d_n
rabota_psy

Categories:

Русско-американская мотивация

Начало в посте http://rabota-psy.livejournal.com/342375.html Цитируем по книге:

Современная психодиагностика России. Преодоление кризиса: сборник материалов III Всероссийской конференции: в 2 т. / редколлегия: Н.А. Батурин (отв. ред.) и др. – Челябинск: Издательский центр ЮУрГУ, 2015. Т.1. – 380 с.

Со стр. 336-342



Процедура анализа данных включала несколько шагов. Для эксплораторного анализа использовались данные первых 2 серий исследований. Первоначально для выявления общей структуры шкал опросника был применен эксплораторный факторный анализ (метод максимального правдоподобия с косоугольным вращением) на наборе из 35 утверждений, однако он не дал удовлетворительных результатов. Подобные результаты могут объясняться наличием вторичной симплекс-структуры, поэтому для эксплораторного анализа данных был использован более гибкий метод иерархического кластерного анализа (метод Уорда с квадратичной Эвклидовой метрикой на стандартизованных баллах по переменным). В результате было выделено 6 кластеров утверждений, состав которых почти полностью соответствовал теоретическим ожиданиям. Утверждения, описывающие идентифицированную и интегрированную мотивацию, образовали единый кластер, а утверждения, описывающие интроецированную мотивацию, образовали два кластера, соответствующие позитивной и негативной интро-

338


екции. Лишь два из 35 утверждений попали в кластеры, не соответствующие теоретической модели: в одном случае это объяснялось особенностью формулировки, второе утверждение, дающее возможность неоднозначной трактовки (касающееся денежного вознаграждения, смысл которого может зависеть от контекста) было исключено.

Для оценки однородности полученных кластеров и отбора наилучших утверждений-индикаторов был проделан анализ методом главных компонент в рамках каждого из выделенных кластеров на 4 независимых выборках (серий 1 и 2). В результате для каждого кластера было выбрано по 4 утверждения, демонстрировавших наиболее высокие нагрузки на общий фактор (они превышали 0,60 в каждой из четырех выборок). Показатели внутренней согласованности (α Кронбаха) шкал в 4 выборках оказались приемлемыми. Полученный опросник включает 6 шкал по 4 утверждения в каждой:

1.   Внутренняя мотивация (α = 0,85–0,93) включает утверждения, описывающие мотивацию, основанную на интересе к выполняемой деятельности или удовольствии от её выполнения («…потому что учиться этой специальности интересно», «…потому что я получаю удовольствие от учебы по этой специальности»).

2.   Идентифицированная мотивация (α = 0,79–0,84) представляет собой автономный тип внешней мотивации. Шкала включает утверждения, описывающие мотивацию, основанную на субъективной важности, ценности, осмысленности деятельности («…потому что я действительно высоко ценю эту специальность», «…потому что учиться этой специальности – мой личный выбор»).

3.  Интроецированная позитивная мотивация (α = 0,72–0,83) представляет собой частично интернализованный тип внешней мотивации, опирающийся на позитивный вклад деятельности в самооценку («…потому что я хочу гордиться собой», «…потому что учеба по этой специальности поднимает мою самооценку»).

4.   Интроецированная негативная мотивация (α = 0,80–0,87) представляет контролируемую форму внешней мотивации, при которой деятельность переживается как вынужденная, связанная с необходимостью избежать чувств вины и стыда («…потому что я бы чувствовал себя неудачником, если бы не пошел на эту специальность», «…потому что я бы испытывал чувство вины, если бы не учился по этой специальности»).

5.  Экстернальная мотивация (α = 0,63–0,89) – наиболее контролируемая форма внешней мотивации, при которой мотивация деятельности опирается на внешние награды или наказания («…потому что у меня нет другого выбора, я не могу не учиться по этой специальности», «…потому что, если
я   не буду учиться по этой специальности, другие люди разозлятся на меня»).

339


6. Амотивация (α = 0,80–0,92) связана с выполнением деятельности в отсутствие переживаемого внутреннего или внешнего побуждения («…честно говоря, я не знаю, зачем я учусь этой специальности», «…когда-то у меня были веские причины учиться по этой специальности, а теперь их скорее нет»).

Дальнейший анализ данных был связан с проверкой валидности полученной первичной структуры и анализом вторичной структуры связей полученных шкал. Для решения этих задач был использован конфирматорный факторный анализ (в пакете Mplus 7.3) с использованием робастных статистик (MLM). Модель измерения из 6 свободно коррелирующих факторов, образованных 24 утверждениями и без дополнительных параметров показала умеренное соответствие данным (на 6 независимых выборках CFI менялся в пределах от 0,888 до 0,942, RMSEA – от 0,055 до 0,074), что соответствует результатам аналогичных западных исследований.

Мультигрупповая конфирматорная модель показала приемлемую эквивалентность факторной структуры (CFI = 0,907, RMSEA = 0,060) и факторных нагрузок (CFI = 0,893, RMSEA = 0,062) по 6 выборкам (3 типа ситуации * 2 страны) при наличии неэквивалентных остаточных средних для отдельных утверждений (CFI = 0,836, RMSEA = 0,075). Этот результат позволяет сопоставлять связи и эффекты, полученные с использованием опросника на русском и английском языках и применительно к различным ситуациям, однако накладывает ограничения на возможности сопоставления сырых баллов между этими условиями.

Для проверки гипотезы о наличии вторичной симплекс-структуры использовалось три подхода. Во-первых, по корреляционной матрице для каждой из 6 выборок был подсчитан коэффициент конгруэнтности, отражающий долю дисперсии в коэффициентах корреляции, которая объясняется степенью сходства шкал, образующих симплекс [1]. Значения коэффициента лежали в пределах от 0,62 до 0,84, среднее составило 0,74, что соответствует 55% объясненной дисперсии и свидетельствует об удовлетворительном соответствии матриц корреляций симплекс-паттерну. (Следует, однако, отметить, что этот способ валидизации континуума опирается на допущение о равенстве интервалов в степени сходства между соседними шкалами, что может быть необоснованно жёстким ограничением).

Во-вторых, с помощью конфирматорного факторного анализа для каждой выборки оценивалась автогрегрессионная модель, в которой каждый фактор был регрессионным предиктором последующего фактора в континууме. Различия в показателях соответствия между исходной моделью измерения были небольшими ( CFI в пределах от 0,003 до 0,039; RMSEA в пределах от 0,001 до 0,009), но лишь в двух случаях из 6 это отличие было статистически не значимым по критерию хи-квадрат.

В-третьих, для эксплораторного анализа вторичной структуры было использовано неметрическое многомерное шкалирование матрицы корре-

340


ляций 24 утверждений на объединенной выборке. Показатели модели из 2 измерений были приемлемыми (значения alienation и raw stress не превышали 0,1); на полученной плоскости утверждения образовали однородные группы, соответствующие составу шкал и расположенные полукругом в последовательности, полностью соответствующей теоретическим ожиданиям. Аналогичный результат был получен для 6 шкал как на объединенной выборке, так и на 5 из 6 выборок по отдельности. Показатели, отражающие положение каждой из форм мотивации на континууме воспринимаемой автономии, могут быть рассчитаны как полярные коррдинаты соответствующих шкал на плоскости, задаваемой двумя измерениями.

Таким образом, в целом полученные результаты свидетельствуют о достаточно хорошем соответствии структуры опросника UPLOC теоретически ожидаемой: умеренные показатели коэффициента конгруэнтности и статистики соответствия в конфирматорном факторном анализе могут быть связаны с систематической ошибкой или содержательными особенностями отдельных ситуаций.

Была также проверена конструктная валидность полученных шкал. В качестве дополнительных методик использовались шкала удовлетворённости жизнью Э. Динера и др., шкала позитивного и негативного аффекта (PANAS) Д. Уотсона и др., сбалансированная шкала базовых психологических потребностей К. Шелдона, индекс автономного функционирования Н. Вайнштейн и др.

В полном соответствии с теоретическими ожиданиями, по результатам корреляционного анализа показатели автономной мотивации (внутренняя, идентифицированная мотивация) обнаруживают слабые и умеренные прямые связи с показателями удовлетворённости жизнью и позитивного аффекта, а показатели контролируемой мотивации (негативная интроецированная, экстернальная, амотивация) – слабые и умеренные прямые связи с показателями негативного аффекта. Аналогичны связи с показателями удовлетворённости и фрустрации базовых потребностей в автономии, компетентности и связанности с людьми. С показателями диспозициональной автономии опросника «Индекс автономного функционирования» показатели внутренней и идентифицированной мотивации связаны прямо, а показатели амотивации, экстернальной мотивации и негативной интроекции – обратно. Показатель позитивной интроецированной мотивации, как правило, обнаруживает более слабые и чаще статистически недостоверные связи с перечисленными показателями, что соответствует его амбивалентному характеру и промежуточному положению на континууме. Эта картина достаточно устойчиво воспроизводится в обеих странах и на различных выборках.

Полученные данные свидетельствуют о наличии теоретически предсказуемой структуры, достаточно высокой внутренней согласованности, а также конструктной валидности шкал опросника UPLOC на англоязычных

341


и русскоязычных выборках. Достоинством UPLOC является универсальный характер утверждений, которые могут быть модифицированы применительно к различным ситуациям и видам деятельности. Выделение позитивной и негативной интроецированной мотивации позволило обнаружить их неодинаковый характер с точки зрения их места в континууме автономии и связей с показателями благополучия. Перспективным представляется также выделение позитивной (приближение) и негативной (избегание) экстернальной мотивации, что требует, однако, расширения набора утверждений.

Определённым ограничением разработанного опросника является отсутствие разделения идентифицированной и интегрированной форм внешней мотивации: возможно, для их эмпирического разведения необходимы утверждения иного типа, по сравнению с теми, которые традиционно используются в опросниках СДТ. Другим ограничением является использование студенческих выборок: необходима дальнейшая валидизация утверждений опросника UPLOC применительно к неакадемическим ситуациям (таким как профессиональная деятельность, спорт, межличностные отно-шения и др.).

Проведённый кросс-культурный анализ психометрической эквивалентности опросника показал метрическую эквивалентность, что позволяет рекомендовать опросник UPLOC как инструмент для проведения международных исследований в области психологии мотивации на русском и английском языках. В настоящее время готовится к публикации статья, в которой будут представлены все утверждения опросника и подробно описаны результаты исследований его структуры и валидности.

Доклад подготовлен в ходе проведения исследования с использованием средств субсидии на государственную поддержку ведущих университетов Российской Федерации в целях повышения их конкурентоспособности среди ведущих мировых научно-образовательных центров, выделенной НИУ ВШЭ. Авторы благодарят С.А. Богомаза, Л.И. Дементий, О.А. Сычёва за помощь в сборе данных, а также М.Ф. Линча за помощь в переводе методик.

Литература

1. Гордеева, Т.О. Внутренняя и внешняя учебная мотивация студентов: их источники и влияние на психологическое благополучие / Т.О. Гордеева, О.А. Сычев, Е.Н. Осин // Вопросы психологии. – 2013. – № 1. – С. 35–45.

2.   Осин, Е.Н. Автономная и контролируемая профессиональная мотивация как предикторы субъективного благополучия у сотрудников российских организаций / Е.Н. Осин, Т.Ю. Иванова, Т.О. Гордеева // Организационная психология. – 2013. – Т. 3, № 1. С. 8–29.

3.   Chemolli, E. Evidence against the continuum structure underlying motivation measures derived from self-determination theory / E. Chemolli & M. Gagné, Psycho-logical Assessment. – 2014. – V. 26, N 2. – P. 575–585.

342


4.    Kuiken, D. Meaning horizon, paraphrase, and phenomenological investigations in psychology. Recent Trends in Theoretical Psychology. In W.J. Baker, L.P. Mos, H.V. Rappard, H.J. Stam (Eds.). New York: Springer, 1988. – P. 189–198.

5.    Ryan, R. M. Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being. / R.M. Ryan & E.L. Deci // American Psy-chologist. 2000. – V. 55, N 1. – P. 68–78.
Tags: тест
Subscribe
  • Post a new comment

    Error

    Comments allowed for members only

    Anonymous comments are disabled in this journal

    default userpic

    Your reply will be screened

    Your IP address will be recorded 

  • 0 comments