Везде
Апробация краткой и сверх-краткой версий вопросника Big Five Inventory-2: BFI-2-S и BFI-2-XS
Оглавление
Аннотация Оценить Содержание публикации
Библиография Комментарии
Поделиться
QR
Метрика
Апробация краткой и сверх-краткой версий вопросника Big Five Inventory-2: BFI-2-S и BFI-2-XS
Аннотация
Код статьи
S020595920017744-4-1
DOI
10.31857/S020595920017744-4
Тип публикации
Статья
Статус публикации
Опубликовано
Авторы
Мишкевич А. М. 
Должность: доцент кафедры психологии развития
Аффилиация: ФГБОУ ВО “Пермский государственный национальный исследовательский университет”
Адрес: Российская Федерация, Пермь
Щебетенко С. А.
Должность: профессор департамента психологии
Аффилиация:
ФГБОУ ВО “Пермский государственный национальный исследовательский университет”
Национальный исследовательский университет “Высшая школа экономики”
Адрес: Российская Федерация, Пермь
Калугин А. Ю.
Должность: заведующий кафедрой практической психологии
Аффилиация: ФГБОУ ВО “Пермский государственный гуманитарно-педагогический университет”
Адрес: Российская Федерация, Пермь
Сото К. Дж.
Аффилиация: Колледж Колби
Адрес: Соединенные Штаты Америки, Waterville
Джон О. П.
Аффилиация: Калифорнийский университет в Беркли
Адрес: Соединенные Штаты Америки, Berkeley
Выпуск
Том 43 № 1
Страницы
95-108
Аннотация

Статья посвящена проверке психометрических свойств краткой (BFI-2-S; 30 пунктов) и сверх-краткой (BFI-2-XS; 15 пунктов) версий вопросника Big Five Inventory – 2. Проверка была проведена на двух выборках: на Интернет-пользователях (N = 1787) и студентах (N = 1024). Шкалы и субшкалы BFI-2-X/BFI-2-XS имели нормальное распределение. Была показана достаточная надежность этих методик, в том числе продемонстрирована их ретестовая надежность (n = 90). Факторная структура, проверенная с помощью анализа главных компонент и метода Random Intercept Exploratory Factor Analysis, показала соответствие методик теоретическим предположениям. Корреляции шкал тестов со шкалами «Маркеров факторов “Большой пятерки”» свидетельствуют о конвергентной и дискриминантной валидности BFI-2-S/BFI-2-XS. Таким образом, русскоязычные версии краткого и сверх-краткого BFI-2 являются надежными и валидными.

Ключевые слова
личность, пятифакторная теория, психометрика, надежность, валидность, Big Five Inventory–2, краткие версии вопросников
Источник финансирования
Публикация подготовлена в ходе проведения исследования (№ 19-01-003) в рамках Программы “Научный фонд Национального исследовательского университета “Высшая школа экономики” (НИУ ВШЭ)” в 2019–2020 гг. и в рамках государственной поддержки ведущих университетов Российской Федерации “5–100”.
Классификатор
Дата публикации
01.03.2022
Всего подписок
11
Всего просмотров
741
Оценка читателей
0.0 (0 голосов)
Цитировать Скачать pdf
1 В последние десятилетия при определении структуры личности в дифференциальной психологии доминируют пятифакторная модель [30] и ее близкая родственница “Большая пятерка” (БП [17; 21 и др.]). Согласно этим моделям, индивидуальные различия в поведении, мотивации, эмоциях и когнициях могут быть описаны пятью основными чертами: экстраверсией, доброжелательностью, добросовестностью, нейротизмом, открытостью опыту. Изначально БП была получена на материале английского языка в культурном контексте США. Анализировались лексические единицы и то, как они используются при описании человека. Сегодня БП пользуется популярностью среди исследователей самых разных стран. Отечественные ученые измеряют черты БП при решении различных прикладных проблем, например, успешности освоения иностранного языка [1], мотивов использования социальных сетей [8], обращаемости за медицинской помощью [9] и др. Широкий интерес к этой модели сопровождался адаптацией на русский язык целого ряда измеряющих БП вопросников [см., напр., 2; 4; 5; 6; 7; 10; 11; 37; 38 и др.].
2 В исследовательской практике вопросники, измеряющие черты, зачастую используют совместно с другими тестами, и время на проведение таких замеров ограничено. При изучении многих специфических выборок временные и когнитивные ресурсы строго ограничены, что делает выполнение традиционных, объемных методик противопоказанным. На этом фоне создание компактной, но при этом надежной и валидной методики БП не выглядит тривиальным.
3 В последние годы было опубликовано несколько кратких (по 10 пунктов) вопросников, измеряющих БП [5; 10]. Стоит учесть, что они измеряют только черты, и не измеряют составляющие их компоненты (фасеты). Методики БП, “работающие” на этих двух уровнях одновременно, как правило, достаточно громоздки и содержат не менее 75 пунктов [напр., 6; 7; 11]. Таким образом, русскоязычные исследователи, заинтересованные в экспресс-диагностике черт БП на двух уровнях, лишены психометрически адекватного инструмента. Этот вопрос может быть решен при помощи двух кратких версий одного теста – Big Five Inventory-2 (BFI-2; [40]).
4 BFI-2-S/BFI-2-XS
5 Первоначально двое из нас разработали новую версию популярного вопросника Big Five Inventory [26; 27], BFI-2 [40]. BFI-2 состоит из 60 пунктов, численно сбалансированных между чертами, фасетами, положительными и отрицательными полюсами шкал. Инструкция методики содержит ключевую фразу “Я – человек, который…”, а пункты представляют собой словосочетания (напр., “склонный быть молчаливым”), которые респонденту необходимо оценить по 5-балльной шкале (от “совершенно не согласен” до “совершенно согласен”).
6 BFI-2 позволяет измерить 5 черт личности, а также 15 фасетов – по три фасета каждой черты. Как отмечалось ранее, структура методики строго сбалансирована: из 60 пунктов половина является реверсивными, каждая черта замеряется 12 пунктами (6 реверсивных), а каждый фасет – 4 пунктами (2 реверсивных). По мнению авторов, это позволяет снизить эффекты согласия (acquiescence) респондентов, а также склонность к крайним ответам [40].
7 Впоследствии Сото и Джон разработали две более компактные версии BFI-2. Отбор пунктов из полной версии производился на основании ряда критериев, связанных как с математическими и статистическими процедурами, так и с теоретическим анализом пунктов. В ходе отбора целью было сохранение сбалансированной структуры вопросника (подробнее см. [39]). Краткая версия (BFI-2-S [39]) содержит 30 пунктов и также, как и полная версия, измеряет 5 черт и 15 фасетов личности. На каждую шкалу, измеряющую черту, в BFI-2-S приходится по 6 пунктов (3 реверсивных); на каждую шкалу, измеряющую фасет, приходится по 2 пункта (1 реверсивный). Сверх-краткая версия (BFI-2-XS [39]) содержит 15 пунктов. BFI-2-SX позволяет измерить 5 черт личности (по 3 пункта на черту; хотя бы один пункт – реверсивный).
8 BFI-2-X/BFI-2-XS продемонстрировали валидность и надежность на английском языке [39]. Кроме этого, хорошие психометрические свойства продемонстрировали немецкая [34], датская [42] и словацкая [29] адаптации кратких версий BFI-2.
9 Ранее нами была адаптирована на русский язык полная версия BFI-2 [38], показавшая адекватную надежность и валидность в нескольких исследованиях [3; 38]. Целью данной работы является проверка надежности и валидности BFI-2-X и BFI-2-XS.
10

МЕТОДИКА
11

Участники.

12 В исследовании приняли участие две группы испытуемых. Первую выборку составили респонденты, отвечавшие на онлайн-версию BFI-2 в сети Интернет. Авторами статьи был создан сайт, на котором испытуемым предлагалось пройти вопросник личности и в результате узнать «Кто ты в “Игре престолов”?». В качестве информационного стимула использовались персонажи одноименного киносериала [23]. Всего тест прошли 2067 человек; после сокращения возрастного диапазона и удаления повторных попыток прохождения выборка сократилась до 1787 человек (подробнее о процедуре сбора данных см.: [3]). Возраст участников варьировал от 14 до 54 лет (M = 26.31; SD = 7.76). Среди испытуемых было 1217 женщин (68.1 %). Данная выборка ранее была использована при анализе надежности и валидности русской адаптации полной версии BFI-2 [см. 3].
13 Вторая выборка включала в себя 1024 студента пермских университетов разных специальностей. Возраст испытуемых варьировал от 17 до 44 лет (M = 21.14; SD = 4.54). Среди испытуемых было 753 женщины (73.5 %). Часть респондентов этой выборки (n = 90) повторно заполняли BFI-2 спустя 6 недель. Данная выборка ранее была использована при адаптации полной версии BFI-2 на русский язык [см. 38, Study 1].
14

Методики.

15 Участники обеих выборок заполняли полую версию русскоязычной адаптации [38] BFI-2. Из нее были отобраны 30 пунктов, составивших BFI-2-S, и 15 пунктов, составивших BFI-2-XS. В силу психометрических показаний русской BFI-2 [38], в BFI-2-S вошли 3 альтернативных пункта, содержательно отличающихся от буквального перевода. Так, оригинальный пункт “чувствует себя защищенным, ему комфортно с собой” (англ. “feels secure, comfortable with self”) заменен на “гармоничен и доволен жизнью”; пункт “физически менее активен, чем другие” (“is less active than other people”) – на “пассивный, вялый”; пункт “не очень творческий” (“has little creativity”) – на “мыслит шаблонно, стереотипно”. Различия средних значений альтернативных и соответствующих буквальных пунктов были незначительными, все d < |.40|. В BFI-2-XS альтернативные пункты не вошли. Участники студенческой выборки также заполняли методику «Маркеры факторов “Большой пятерки”» (МФБП [4; 22]).
16

Анализ данных.

17 Проверка нормальности распределения осуществлялась несколькими путями. Был использован критерий Колмогорова-Смирнова, позволяющий проверить гипотезу о соответствии эмпирического распределения нормальному. При этом исследователи часто отмечают, что данный критерий (как и большинство других традиционных критериев) на больших выборках становится ненадежным из-за чрезмерной чувствительности к малейшим отклонениям от нормального распределения, что повышает опасность совершения ошибки II рода [18, p. 144; 20; 28; и др.]. Поэтому дополнительно мы проверили распределение путем анализа асимметрии и эксцесса. Данный метод часто рекомендуют использовать при большом объеме выборки [напр., 18, p. 139; 32; и др.]. Значения асимметрии и эксцесса в пределах ± 1 говорят об отличном соответствии эмпирического распределения нормальному, а значения в пределах ± 2 указывают на приемлемое соответствие [19, p. 114-115].
18 Надежность методик проверялась несколькими способами. Во-первых, был использован метод α Кронбаха, позволяющий оценить согласованность пунктов внутри шкал и субшкал. Приемлемым для личностных вопросников считается диапазон α от .70 до .80 [12, с. 307]. Однако жесткость допущений этого метода оценки надежности подвергается справедливой критике: α занижает согласованность (см., напр., [31]), и является скорее тестом нижней границы ее оценки [35]. Известно, что α зависит от числа пунктов в шкале, при малом количестве которых этот метод также склонен недооценивать надежность [напр., 33]. В нашем случае шкалы BFI-2-XS имеют по 3, а субшкалы BFI-2-S – по 2 пункта. В связи с этим мы ожидали, что показатели α для субшкал BFI-2-S и BFI-2-XS могут быть ниже общепринятой нормы α ≧ .70. Во-вторых, была оценена корреляцией Пирсона ретестовая надежность методик с интервалом тестирования в 6 недель.
19 Факторная структура методик проверялась двумя способами:
20 (1) Анализ главных компонент (principal component analysis, PCA) с установкой на 5 компонентов (по количеству черт) с вращением Варимакс.
21 (2) Метод random intercept exploratory factor analysis (RI-EFA [13]) – одна из модификаций эксплораторного моделирования структурными уравнениями [14]. RI-EFA сочетает в себе элементы эксплораторного и конфирматорного факторного анализа. Мы проверяли соответствие полученных данных теоретической модели. Для BFI-2-S эта модель включала 5 взаимосвязанных латентных факторов и ковариации ошибок между пунктами субшкал, что фиксировало присутствие фасетов. Для BFI-2-XS была построена модель, включавшая 5 взаимосвязанных латентных факторов. Обе модели включали в себя общий фактор, представляющий “согласие” (acquiescence). Для оценки параметров модели использовался робастный метод максимального правдоподобия MLR, вращение Квартимин.
22 Для проверки соответствия данных теоретическим моделям использовались следующие критерии:
23
  • хи-квадрат (χ2): его статистически незначимые показатели говорят о соответствии модели имеющимся данным. Значения χ2 становятся малоинформативными на сравнительно больших выборках [15; 24; 27], что относится к нашему исследованию;
24
  • относительный хи-квадрат (χ2/df) позволяет не учитывать размер выборки. χ2/df < 5 говорит о соответствии данных теоретической модели [36, p. 82]; χ2/df < 2 свидетельствует о хорошей согласованности модели [41, p. 715];
25
  • сравнительный индекс соответствия (CFI) и индекс Такера-Льюиса (TLI): CFI/TLI > .90 говорит о приемлемой, а CFI/TLI > .95 – об отличной пригодности модели [36, p. 82; 21, p. 58 и др.];
26
  • корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации (RMSEA): RMSEA < 0.05 говорит о хорошем соответствии данных модели [36, p. 82].
27 Для проверки конвергентной и дискриминантной валидности были проанализированы коэффициенты корреляции Пирсона для шкал МФБП, BFI-2-S и BFI-2-XS. Размер эффекта оценивался по рекомендациям Коэна для социальных наук [16], а именно r 0.1 – небольшой эффект, 0.3 – средний эффект, 0.5 – большой эффект. Дополнительно для оценки размера эффекта был посчитан коэффициент детерминации (R2), который позволяет оценить общую долю дисперсии для двух переменных. Коэффициент детерминации варьирует от 0 до 1.
28 Также был проведен корреляционный анализ Пирсона для шкал и субшкал BFI-2-S/BFI-2-XS с соответствующими шкалами и субшкалами полной версии BFI-2.
29 Статистическая обработка данных производилась в IBM SPSS Statistics v. 23, Mplus v.8 и ряде пакетов R. Дополнительные материалы к статье представлены на сайте Open Science Framework: https://osf.io/a965z/.
30

РЕЗУЛЬТАТЫ
31

Описательные статистики.

32 На первом этапе мы проверили психометрические свойства BFI-2-S/BFI-2-XS, были вычислены средний балл, асимметрия и эксцесс по каждой шкале и субшкале (Табл. 1) и рассчитан критерий Колмогорова-Смирнова (Табл. 2). Согласно этому критерию, все шкалы и субшкалы обеих методик имели распределение, отличающееся от нормального (Табл. 2). В то же время показатели асимметрии и эксцесса большинства шкал и субшкал методик не превышали единицу по модулю (Табл. 1), что говорит об отличном соответствии нормальному распределению. Субшкала BFI-2-S “Эмоциональная изменчивость” на Интернет-выборке имела значение эксцесса, превышающее единицу по модулю, но находилась в пределах ±2, что говорит о приемлемом соответствии нормальному распределению.
33

Таблица 1.
34 Среднее, стандартное отклонение, асимметрия и эксцесс шкал и субшкал BFI-2-S и BFI-2-XS
Среднее SD Асимметрия Эксцесс
BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS
Экстраверсия 3.35 / 3.46 3.11 / 3.16 0.84 / 0.77 0.93 / 0.89 -0.32 / -0.27 -0.11 / -0.03 -0.43 / -0.27 -0.52 / -0.43
Общительность 3.10 / 3.36 1.10 / 0.99 -0.03 / -0.18 -0.82 / -0.65
Настойчивость 3.39 / 3.29 1.07 / 0.97 -0.25 / -0.17 -0.86 / -0.52
Энергичность 3.56 / 3.74 1.09 / 0.97 -0.49 / -0.64 -0.66 / -0.21
Доброжелательность 3.07 / 3.33 3.18 / 3.40 0.74 / 0.67 0.86 / 0.80 -0.02 / -0.11 -0.09 / -0.19 -0.17 / -0.34 -0.36 / -0.37
Сочувствие 3.20 / 3.44 0.93 / 0.86 -0.02 / -0.10 0.39 / -0.52
Уважительность 3.26 / 3.57 0.90 / 0.83 0.04 / -0.06 -0.29 / -0.46
Доверие 2.75 / 2.98 1.00 / 0.90 0.15 / -0.03 -0.58 / -0.47
Добросовестность 3.25 / 3.43 3.36 / 3.50 0.78 / 0.70 0.93 / 0.82 -0.15 / 0.02 -0.20 / -0.07 -0.46 / -0.35 -0.73 / -0.53
Организованность 3.02 / 3.40 1.04 / 0.94 0.09 / -0.15 -0.78 / -0.62
Продуктивность 3.45 / 3.49 1.09 / 0.88 -0.28 / -0.13 -0.98 / -0.55
Ответственность 3.29 / 3.39 0.84 / 0.78 -0.03 / 0.16 0.08 / -0.27
Нейротизм 3.13 / 3.03 3.32 / 3.26 0.92 / 0.84 1.02 / 0.95 -0.07 / -0.02 -0.26 / -0.25 -0.66 / -0.51 -0.65 / -0.56
Тревожность 3.45 / 3.48 1.09 / 1.00 -0.39 / -0.40 -0.70 / -0.59
Депрессивность 2.97 / 2.73 1.15 / 1.05 0.00 / 0.23 -0.97 / -0.75
Эмоциональная изменчивость 2.97 / 2.89 1.21 / 1.10 0.01 / 0.07 -1.05 / -0.92
Открытость 3.71 / 3.48 3.61 / 3.41 0.74 / 0.67 0.85 / 0.78 -0.44 / -0.04 -0.47 / -0.16 -0.13 / -0.38 -0.15 / -0.25
Эстетичность 3.60 / 3.52 1.17 / 1.07 -0.53 / -0.43 -0.69 / -0.50
Любознательность 3.69 / 3.38 0.91 / 0.82 -0.48 / -0.14 -0.21 / -0.17
Творческое воображение 3.83 / 3.55 0.89 / 0.84 -0.62 / -0.15 -0.02 / -0.46
Среднее значение (шкалы) 3.30 / 3.35 3.31 / 3.34 0.80 / 0.73 0.92 / 0.85 -0.20 / -0.09 -0.23 / 0.14 -0.37 / -0.37 -0.49 / -0.43
Среднее значение (субшкалы) 3.30 / 3.35 1.03 / 0.93 -0.19 / -0.14 -0.60 / -0.51
Примечание. Слева от косой черты – данные по Интернет-выборке (N = 1787), справа – по студенческой выборке (N = 1024).
35

Проверка надежности.

36 Показатели α (Табл. 2) для шкал BFI-2-S на обеих выборках варьировали от .65 до .79 для обеих выборок. Согласованность пунктов в рамках субшкал на обеих выборках варьировала в диапазоне .22 ≤ α ≤ .74. Показатели α в рамках шкал BFI-2-XS варьировали от .49 до .65. В среднем ретестовая надежность (Табл. 2) между первым и вторым замерами BFI-2-S составляла для шкал r = .80, для субшкал r = .71. Ретестовая корреляция шкал BFI-2-XS в среднем составляла r = .75.
37

Таблица 2.
38 Критерий Колмогорова-Смирнова, α Кронбаха, ретестовая надежность и корреляции
39 с полной методикой шкал и субшкал методик BFI-2-S и BFI-2-XS
Критерий Колмогорова-Смирнова α Кронбаха Ретест* Корреляции с полной BFI-2
BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS BFI-2-S BFI-2-XS
Экстраверсия .07 / .06 .09 / .09 .75 / .76 .57 / .60 .81 .77 .96 / .95 .89 / .88
Общительность .10 / .11 .63 / .61 .76 .94 / .93
Настойчивость .13 / .11 .60 / .57 .75 .91 / .90
Энергичность .15 / .16 .74 / .72 .66 .92 / .91
Доброжелательность .05 / .06 .09 / .10 .69 / .67 .52 / .53 .78 .72 .89 / .87 .85 / .83
Сочувствие .14 / .14 .47 / .41 .63 .68 / .65
Уважительность .15 / .15 .41 / .38 .70 .88 / .87
Доверие .11 / .12 .40 / .37 .72 .87 / .85
Добросовестность .06 / .07 .11 / .10 .69 / .72 .52 / .59 .81 .74 .91 / .91 .85 / .84
Организованность .11 / .11 .54 / .52 .75 .90 / .89
Продуктивность .15 / .12 .48 / .52 .73 .90 / .90
Ответственность .14 / .16 .22 / .23 .56 .69 / .63
Нейротизм .05 / .05 .09 / .10 .79 / .78 .65 / .64 .78 .78 .97 / .96 .92 / .90
Тревожность .14 / .14 .61 / 61 .84 .92 / .92
Депрессивность .10 / .12 .65 / .67 .72 .93 / .93
Эмоциональная изменчивость .11 / .11 .73 / .67 .67 .93 / .92
Открытость .08 / .07 .10 / .09 .68 / .65 .50 / .49 .80 .74 .94 / .93 .86 / .87
Эстетичность .14 / .13 .74 / .68 .75 .92 / .91
Любознательность .14 / .12 .37 / .27 .65 .85 / .83
Творческое воображение .17 / .13 .57 / .55 .75 .93 / .91
Среднее значение (шкалы) .80 .75 .93 / .92 .87 / .86
Среднее значение (субшкалы) .71 .88 / .86
Примечание. Полужирным шрифтом выделены коэффициенты критерия Колмогорова-Смирнова со значимостью p < .001.
40 *выборка в части проверки ретестовой надежности n = 90.
41 Слева от косой черты – данные по Интернет-выборке (N = 1787), справа – по студенческой выборке (N = 1024).
42

Факторная структура
43 Результаты PCA представлены в дополнительных материалах (https://osf.io/a965z/: таблицы Д1 и Д2). Все пункты методик имели максимальную нагрузку в “своем” факторе; только один пункт BFI-2-S на студенческой выборке имел максимальную нагрузку в “чужой” фактор. Суммарная доля объясненной дисперсии для обеих выборок составляла 48 % для BFI-2-S. Суммарная доля объясненной дисперсии для BFI-2-XS составляла 58 % для Интернет-выборки и 48 % для студенческой выборки.
44 Индексы пригодности для моделей, построенных с помощью RI-EFA, представлены в таблице 3. Показатели χ2/df говорили о соответствии теоретической модели реальным данным. Показатели CFI и RMSEA указывали на отличное соответствие модели эмпирическим данным. Показатели TLI на Интернет-выборке говорили об отличной пригодности модели, а на студенческой выборке TLI демонстрировал приемлемое соответствие модели. Согласно RI-EFA все пункты BFI-2-XS и BFI-2-S имели максимальную нагрузку в “своих” факторах, и лишь один пункт BFI-2-S имел максимальную нагрузку в “чужом” факторе (Табл. Д1 и Д2).
45

Таблица 3.
46 Индексы пригодности по результатам RI-EFA
χ2 (df) χ2/df CFI TLI RMSEA BIC
BFI-2-S 662.81 (279) / 633.61 (279) 2.38 / 2.27 .971 / .952 .955 / .925 .028 / .035 160959 / 87368
BFI-2-XS 75.46 (39) / 81.96 (39) 1.93 / 2.10 .991 / .981 .974 / .949 .023 / .033 84365 / 45522
Примечание. Слева от косой черты данные по Интернет-выборке (N = 1787), справа – по студенческой выборке (N = 1024). χ2(df) – значение статистики хи-квадрат со степенями свободы; χ2/df – относительный хи-квадрат; CFI – сравнительный индекс соответствия; TLI – индекс Такера-Льюиса; RMSEA – корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации; BIC – байесовский информационный критерий.
47

Конвергентная и дискриминантная валидность
48 Средний размер корреляций между соответствующими шкалами МФБП для BFI-2-S составил r = .73, для BFI-2-XS r = .70 (детали см. Табл. 4). Усредненная абсолютная корреляция между различными шкалами МФБП и BFI-2-S была r = .32, между шкалами МФБП и BFI-2-XS – r = .29.
49

Таблица 4.
50 Корреляции между шкалами МФБП и BFI-2-S/BFI-2-XS
BFI-2-S/ BFI-2-XS
Э Дж Дс Н О
МФБП
Экстраверсия .80 (.64) / .76 (.58) .17 (.03) / .18 (.03) .28 (.08) / .29 (.08) -.27 (.07) / -.26 (.07) .15 (.02) / .20 (.04)
Уступчивость .27 (.07) / 16 (.03) .63 (.40) / .62 (.38) .26 (.07) / .27 (.07) -.04 (.00) / .06 (.00) .10 (.01) / .12 (.01)
Сознательность .38 (.14) / .28 (.08) .27 (.07) / .22 (.05) .77 (.59) / .69 (.48) -.32 (.10) / -.23 (.05) .04 (.00) / .04 (.00)
Нейротизм -.30 (09) / -.25 (.06) -.19 (.04) / -.15 (.02) -.28 (.08) / -.25 (.06) .82 (.67) / .80 (.64) -.01 (.00) / -.05(.00)
Интеллект .44 (19) / .39 (.15) .04 (.00) / .05 (.00) .25 (.06) / .24 (.06) -.17 (.03) / -.16 (.03) .65 (.42) / .65 (.42)
Примечание. Слева от косой черты данные по BFI-2-S, справа – по BFI-2-XS. Студенческая выборка (N = 1024), приведен коэффициент корреляции, в скобках дан коэффициент детерминации (R2). Э – экстраверсия, Дж – доброжелательность, Дс – добросовестность, Н – негативная эмоциональность, О – открытость опыту. Полужирным шрифтом выделены корреляции между соответствующими шкалами; курсивом выделены коэффициенты с большим размером эффекта [16].
51 Кроме этого, были изучены корреляции шкал и субшкал BFI-2-S/BFI-2-XS с советующими шкалами и субшкалами полной версии BFI-2 (Табл. 2). Средний размер корреляций для BFI-2-S был выше .90: средний размер корреляций для шкал черт составлял .93 и .92 – для Интернет- и студенческой выборки соответственно; средняя корреляция для субшкал была .88 и .86 для Интернет- и студенческой выборки соответственно. Корреляции между шкалами BFI-2-XS и шкалами BFI-2 были в среднем .87 и .86 для Интернет- и студенческой выборки соответственно.
52

ОБСУЖДЕНИЕ РЕЗУЛЬТАТОВ
53 Целью данной работы являлась проверка психометрических свойств русскоязычных версий вопросников BFI-2-S и BFI-2-XS. По значениям критерия Колмогорова-Смирнова все шкалы и субшкалы методик имеют распределение, отличающееся от нормального. Это может быть связано с чрезмерной чувствительностью этого критерия, наблюдаемой на больших выборках [18, c.144; 20; 28; и др.]. Это предположение подтверждается и тем, что по показателям асимметрии и эксцесса все шкалы и субшкалы BFI-2-S и BFI-2-XS продемонстрировали отличное или приемлемое соответствие нормальному распределению.
54 Оценка внутренней согласованности шкал показала, что α Кронбаха для шкал (черт) BFI-2-S варьировала от .65 до .79, для ее субшкал (фасетов) от .22 до .74. По пяти субшкалам значения α Кронбаха на обеих выборках не достигали .50; по шкалам BFI-2-XS это значение находилось в диапазоне от .49 до .65. Таким образом, методики имеют хорошие и удовлетворительные показатели на уровне шкал. Согласованность же на уровне некоторых субшкал достаточно низкая. Вероятно, это связано с тенденцией α недооценивать надежность шкал с меньшим количеством пунктов [33], что относится и к данному случаю. Следует отметить, что сходная ситуация наблюдалась и в оригинальной англоязычной версии, и в немецкой адаптации. В английской версии значения α для шкал BFI-2-S варьировали от .74 до .84, для субшкал – от .42 до .79, четыре субшкалы со значениями ниже .50; для шкал BFI-2-XS – от .55 до .73 [39]. В немецкой версии значения α для шкал BFI-2-S варьировали от .65 до .80, для субшкал – от .21 до .69, при этом также четыре субшкалы со значением α Кронбаха ниже .50; для шкал BFI-2-XS – от .45 до .67 [34]. Оценка ретестовой надежности показала высокие результаты для шкал и субшкал BFI-2-S/BFI-2-XS.
55 Анализ факторной структуры вопросников, проведенный с помощью PCA и RI-EFA, показал отличное и хорошее соответствие теоретической структуры эмпирическим данным. Об этом говорят индексы пригодности и факторные нагрузки этих анализов. Согласно PCA, только один пункт шкалы “нейротизм” BFI-2-S (“гармоничный и довольный жизнью”) – и только на студенческой выборке – с небольшим перевесом имел большую нагрузку в “чужих” факторах – экстраверсии и доброжелательности. Согласно RI-EFA, только один пункт BFI-2-S – шкалы экстраверсии (“предпочитающий, чтобы решения принимали другие”) на студенческой выборке с небольшим перевесом имел большую нагрузку в “чужом” факторе – добросовестности. При этом на Интернет-выборке оба пункта имели максимальную нагрузку в “своем” факторе. Все остальные пункты BFI-2-S/BFI-2-XS имели наибольшую нагрузку в “своем” факторе. Таким образом, для обеих методик была подтверждена пятифакторная структура. Обращают на себя внимание схожие результаты, полученные на двух независимых выборках (Интернет- и студенческая выборка), что говорит о высокой устойчивости получаемых с помощью BFI-2-S/BFI-2-XS результатов в сравнительно разных популяциях.
56 Наконец, корреляции шкал BFI-2-S/BFI-2-XS со шкалами МФБП позволяют говорить о достаточной конвергентной и дискриминантной валидности: шкалы BFI-2-S/BFI-2-XS сильно коррелировали со шкалами МФБП, измеряющими ту же черту, и слабо или умеренно коррелировали со шкалами МФБП, измеряющими другие черты. Схожие результаты были обнаружены при изучении корреляций шкал BFI-2-S/BFI-2-XS с советующими шкалами и субшкалами полной версии BFI-2.
57

ВЫВОДЫ
58
  1. По критерию Колмогорова-Смирнова все шкалы и субшкалы BFI-2-S/BFI-2-XS имели распределение, отличающееся от нормального. По показателям асимметрии и эксцесса все шкалы и субшкалы имели нормальное распределение.
  2. Шкалы методик продемонстрировали достаточную надежность.
  3. Субшкалы BFI-2-S показали достаточную надежность. При этом некоторые субшкалы имели низкую внутреннюю согласованность, что важно учитывать при использовании методики.
  4. Теоретическая структура BFI-2-S/BFI-2-XS соответствовала эмпирическим данным.
  5. Подтвердилась конвергентная и дискриминантная валидность.
  6. Русскоязычные адаптации краткой и сверх-краткой версий вопросника BFI-2 являются надежными и валидными, и могут быть использованы в прикладных и фундаментальных исследованиях, в том числе – кросс-культурных.
59

ПРИЛОЖЕНИЕ
60

Краткая версия Big Five Inventory–2 (BFI-2-S)
61 Ниже приведен список качеств, которые могут Вас характеризовать или не характеризовать. Например, Вы согласны с тем, что Вы – человек, которому нравится проводить время с другими людьми? Пожалуйста, отметьте одно число от 1 до 5 рядом с каждым утверждением, чтобы обозначить степень Вашего согласия или несогласия.
1 2 3 4 5
Совершенно не согласен Немного не согласен Нейтрально; нет мнения Немного согласен Совершенно согласен
Я – человек, который…
1. склонный быть молчаливым 1 2 3 4 5
2. сопереживающий и добросердечный 1 2 3 4 5
3. склонный быть неорганизованным 1 2 3 4 5
4. часто волнующийся, обо всем переживающий 1 2 3 4 5
5. увлеченный живописью, музыкой или литературой 1 2 3 4 5
6. доминирующий, ведущий себя по-лидерски 1 2 3 4 5
7. порой бывающий грубым с окружающими 1 2 3 4 5
8. с трудом приступающий к работе 1 2 3 4 5
9. склонный к печали, депрессии 1 2 3 4 5
10. мало интересующийся абстрактными идеями 1 2 3 4 5
11. полный энергии 1 2 3 4 5
12. склонный видеть в других людях только хорошее 1 2 3 4 5
13. надежный, на меня всегда можно рассчитывать 1 2 3 4 5
14. эмоционально стабильный, которого нелегко вывести из себя 1 2 3 4 5
15. генерирующий новые идеи, оригинально мыслящий 1 2 3 4 5
16. общительный, открытый 1 2 3 4 5
17. может быть холодным и равнодушным 1 2 3 4 5
18. прилежный и аккуратный 1 2 3 4 5
19. расслабленный, хорошо справляющийся со стрессом 1 2 3 4 5
20. мало интересующийся искусством 1 2 3 4 5
21. предпочитающий, чтобы решения принимали другие 1 2 3 4 5
22. относящийся к другим людям с уважением 1 2 3 4 5
23. настойчивый, доводящий дело до конца 1 2 3 4 5
24. гармоничный и довольный жизнью 1 2 3 4 5
25. сложный, глубоко мыслящий 1 2 3 4 5
26. пассивный, вялый 1 2 3 4 5
27. склонный искать ошибки в поступках других людей 1 2 3 4 5
28. бывает легкомысленным 1 2 3 4 5
29. эмоциональный, неуравновешенный 1 2 3 4 5
30. мыслящий шаблонно, стереотипно 1 2 3 4 5
62

Ключ
63 Ниже приведены номера пунктов шкал BFI-2-S, измеряющих черты личности и их аспекты. Реверсивные пункты обозначены буквой “R”.
64 Шкалы черт (областей)
65 Экстраверсия: 1R, 6, 11, 16, 21R, 26R
66 Доброжелательность (Склонность к согласию): 2, 7R, 12, 17R, 22, 27R
67 Добросовестность (Контроль импульсивности): 3R, 8R, 13, 18, 23, 28R
68 Негативная эмоциональность (Нейротизм): 4, 9, 14R, 19R, 24R, 29
69 Открытость опыту: 5, 10R, 15, 20R, 25, 30R
70 Шкалы аспектов (фасетов)
71 Общительность: 1R, 16
72 Настойчивость (Ассертивность): 6, 21R
73 Энергичность: 11, 26R
74 Сочувствие: 2, 17R
75 Уважительность: 7R, 22
76 Доверие: 12, 27R
77 Организованность: 3R, 18
78 Продуктивность: 8R, 23
79 Ответственность: 13, 28R
80 Тревожность: 4, 19R
81 Депрессивность: 9, 24R
82 Эмоциональная изменчивость (Эмоциональная волатильность): 14R, 29
83 Любознательность: 10R, 25
84 Эстетичность: 5, 20R
85 Творческое воображение (Личностная креативность): 15, 30R
86 Все права на BFI-2 принадлежат Кристоферу Дж. Сото и Оливеру П. Джону. Christopher J. Soto and Oliver P. John are copyright holders for the Big Five Inventory–2
87

Сверх-краткая версия Big Five Inventory–2 (BFI-2-XS)
88 Ниже приведен список качеств, которые могут Вас характеризовать или не характеризовать. Например, Вы согласны с тем, что Вы – человек, которому нравится проводить время с другими людьми? Пожалуйста, отметьте одно число от 1 до 5 рядом с каждым утверждением, чтобы обозначить степень Вашего согласия или несогласия.
1 2 3 4 5
Совершенно не согласен Немного не согласен Нейтрально; нет мнения Немного согласен Совершенно согласен
Я – человек, который…
1. склонный быть молчаливым 1 2 3 4 5
2. сопереживающий и добросердечный 1 2 3 4 5
3. склонный быть неорганизованным 1 2 3 4 5
4. часто волнующийся, обо всем переживающий 1 2 3 4 5
5. увлеченный живописью, музыкой или литературой 1 2 3 4 5
6. доминирующий, ведущий себя по-лидерски 1 2 3 4 5
7. порой бывающий грубым с окружающими 1 2 3 4 5
8. с трудом приступающий к работе 1 2 3 4 5
9. склонный к печали, депрессии 1 2 3 4 5
10. мало интересующийся абстрактными идеями 1 2 3 4 5
11. полный энергии 1 2 3 4 5
12. склонный видеть в других людях только хорошее 1 2 3 4 5
13. надежный, на меня всегда можно рассчитывать 1 2 3 4 5
14. эмоционально стабильный, которого нелегко вывести из себя 1 2 3 4 5
15. генерирующий новые идеи, оригинально мыслящий 1 2 3 4 5
89 Ключ
90 Ниже приведены номера пунктов шкал BFI-2-XS, измеряющих черты личности. Реверсивные пункты обозначены буквой “R”.
91 Шкалы черт (областей)
92 Экстраверсия: 1R, 6, 11
93 Доброжелательность (Склонность к согласию): 2, 7R, 12
94 Добросовестность (Контроль импульсивности): 3R, 8R, 13
95 Негативная эмоциональность (Нейротизм): 4, 9, 14R
96 Открытость опыту: 5, 10R, 15
97 Все права на BFI-2 принадлежат Кристоферу Дж. Сото и Оливеру П. Джону. Christopher J. Soto and Oliver P. John are copyright holders for the Big Five Inventory–2

Библиография

1. Бериша Н.С., Новиков А.Л., Новикова И.А., Шляхта Д.А. Индивидуально-личностные факторы успешности освоения иностранного языка студентами-лингвистами // Известия Саратовского университета. Новая серия. Серия Акмеология образования. Психология развития. 2018. Т. 7. №. 1. С. 4–15. doi: 10.18500/2304-9790-2018-7-1-4-15.

2. Егорова М.С., Паршикова О.В. Психометрические характеристики Короткого портретного опросника Большой пятерки (Б5-10) // Психологические исследования: электронный научный журнал. 2016. Т. 9. №. 45. С. 9.

3. Калугин А.Ю., Щебетенко С.А., Мишкевич А.М., Сото К.Дж., Джон О.П. Психометрика русскоязычной версии Big Five Inventory – 2 // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2021. Т. 18. №. 1 (в печати).

4. Князев Г.Г., Митрофанова Л.Г., Бочаров А.В. Валидизация русскоязычной версии опросника Л. Голдберга «Маркеры факторов “Большой пятерки”» // Психологический журнал. 2010. Т. 31. №. 5. С. 100–110.

5. Корнилова Т.В., Чумакова М.А. Апробация краткого опросника Большой пятерки (TIPI, КОБТ). // Психологические исследования. 2016. Т. 9, № 46. С. 5. URL: http://psystudy.ru (дата обращения: 15.11.2020).

6. Орел В.Е., Сенин И.Г. Личностный опросник NEO PI-R. Руководство по применению. Ярославль: НПЦ “Психодиагностика”, 2004.

7. Осин Е.Н., Рассказова Е.И., Неяскина Ю.Ю., Дорфман Л.Я., Александрова Л.А. Операционализация пятифакторной модели личностных черт на российской выборке // Психологическая диагностика. 2015. Т. 3. С. 80–104.

8. Припорова Е.А., Агадуллина Е.Р. Социальные мотивы использования социальных сетей: анализ групп пользователей // Социальная психология и общество. 2019. Т. 10. № 4. С. 96–111. doi:10.17759/sps.2019100407

9. Севрюгина А.Д., Шевкова Е.В. Личностные и саморегуляционные факторы обращаемости за медицинской помощью // Социальные и гуманитарные науки: теория и практика. 2019. С. 721–729.

10. Сергеева А.С., Кириллов Б.А., Джумагулова А.Ф. Перевод и адаптация краткого пятифакторного опросника личности (TIPI-RU): оценка конвергентной валидности, внутренней согласованности и тест-ретестовой надежности // Экспериментальная психология. 2016. Т 9. № 3. С. 138-154. doi:10.17759/exppsy.2016090311

11. Хромов А.Б. Пятифакторный опросник личности: Учебно-методическое пособие. Курган: Изд-во Курганского государственного университета, 2000.

12. Шмелев А.Г. Практическая тестология. Тестирование в образовании, прикладной психологии и управлении персоналом. М.: Маска, 2013.

13. Aichholzer J. Random intercept EFA of personality scales // Journal of Research in Personality. 2014. V. 53. P. 1-4. doi:10.1016/j.jrp.2014.07.001

14. Asparouhov T., Muthén B.O. Exploratory structural equation modeling // Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 2009. V. 16. №. 3. P. 397–438. doi:10.1080/10705510903008204

15. Bentler P.M., Bonnet D.C. Significance tests and goodness of fit in the analysis of covariance structures // Psychological Bulletin. 1980. V. 88. №. 3. P. 588–606.

16. Cohen J. Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum, 1988.

17. DeYoung C.G. Cybernetic Big Five theory // Journal of Research in Personality. 2015. V. 56. P. 33–58. https://doi.org/10.1016/j.jrp.2014.07.004

18. Field A. Discovering statistics using SPSS (3rd ed.). London: SAGE Publications Ltd, 2009.

19. George D., Mallery P. IBM SPSS statistics 23 step by step: A simple guide and reference. N.Y.: Routledge, 2016.

20. Ghasemi A., Zahediasl S. Normality tests for statistical analysis: a guide for non-statisticians // International Journal of Endocrinology and Metabolism. 2012. V. 10. №. 2. P. 486–489. doi: 10.5812/ijem.3505

21. Goldberg L.R. An alternative “description of personality”: The big-five factor structure // Journal of Personality and Social Psychology. 1990. V. 59. №. 6. P. 1216–1229.

22. Goldberg L.R. International Personality Items Pool, IPIP, 2001. URL: http://ipip.ori.org/

23. HBO Entertainment; co-executive producers, G.R.R. Martin, Vince Gerardis, Ralph Vicinanza, Guymon Casady, Carolyn Strauss;. producers, Mark Huffam, Frank Doelger;. executive producers David Benioff, D.B. Weiss;. created by David Benioff, D.B. Weiss;. Television 360 ;. Grok! Television ;. Generator Entertainment ;. Bighead Littlehead. Game of thrones. The complete first season. New York : HBO Home Entertainment, [2012] Burbank, CA : Warner Home Video ©2012. https://search.library.wisc.edu/catalog/9910113676002121

24. Hoorper D., Coughlan J., Mullen R.M. Structural equation modelling: Guidelines for determining model fit // Electronic Journal of Business Research Methods. 2008. V. 6. №1. P. 53–60.

25. John O.P., Naumann L.P., Soto C.J. Paradigm shift to the integrative Big Five trait taxonomy // Handbook of personality: Theory and research / O. P. John, R. W. Robins, L. A. Pervin. N.Y.: Guilford Press, 2008. P. 114–158.

26. John O.P., Donahue E.M., Kentle R.L. The Big Five Inventory—Versions 4a and 54. Berkeley, CA: University of California, Berkeley, Institute of Personality and Social Research, 1991.

27. Jöreskog K., Sörbom D. LISREL 8: Structural equation modeling with the SIMPLIS command language. Chicago, IL: Scientific Software International Inc, 1993.

28. Kim H. Y. Statistical notes for clinical researchers: assessing normal distribution (2) using skewness and kurtosis // Restorative Dentistry & Endodontics. 2013. V. 38. №. 1. P. 52–54.

29. Kohút M., Halama P, Soto C.J., John O.P. Psychometric properties of Slovak short and extra-short forms of Big Five Inventory-2 (BFI-2) // Československa Psychologie. 2020. V. 64. № 5. P. 550–563.

30. McCrae R.R., Costa Jr.P.T. The five-factor theory of personality // Handbook of personality: Theory and research / O. P. John, R. W. Robins, L. A. Pervin. N.Y.: Guilford Press, 2008. P. 159–181.

31. McNeish D. Thanks coefficient alpha, we’ll take it from here // Psychological Methods. 2018. V. 23. №. 3. P. 412–433. doi:10.1037/met0000144

32. Mishra P., Pandey C. M., Singh U., Gupta A., Sahu C., Keshri A. Descriptive statistics and normality tests for statistical data // Annals of Cardiac Anaesthesia. 2019. V. 22. №. 1. P. 67–72.

33. Rammstedt B., Beierlein C. Can’t we make it any shorter? The limits of personality assessment and ways to overcome them // Journal of Individual Differences. 2014. V. 35. P. 212–220. doi:10.1027/1614-0001/a000141

34. Rammstedt B., Danner D., Soto C.J., John O.P. Validation of the short and extra-short forms of the Big Five Inventory-2 (BFI-2) and their German adaptations // European Journal of Psychological Assessment. 2020. V. 36. №1. P. 149–161. doi:10.1027/1015-5759/a000481

35. Revelle W. An introduction to psychometric theory with applications in R. Personality Project, 2020. URL: http://www.personality-project.org/r/book/ (дата обращения: 15.11.2020).

36. Schumacker R.E., Lomax R.G. A beginner's guide to structural equation modeling. Mahwah, N.J.: Erlbaum. 2004.

37. Shchebetenko S. “The best man in the world”: Attitudes toward personality traits // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2014. Т. 11. № 3. С. 129–148.

38. Shchebetenko S., Kalugin A.Y., Mishkevich A.M., Soto C.J., John O.P. Measurement invariance and sex and age differences of the Big Five Inventory–2: Evidence from the Russian version // Assessment. 2020. V. 27. №. 3. P. 472–486. doi:10.1177/1073191119860901

39. Soto C.J., John O.P. Short and extra-short forms of the Big Five Inventory-2: The BFI-2-S and BFI-2-XS. // Journal of Research in Personality. 2017. V. 68. P. 69–81. doi:10.1016/j.jrp.2017.02.004

40. Soto C.J., John O.P. The next Big Five Inventory (BFI-2): Developing and assessing a hierarchical model with 15 facets to enhance bandwidth, fidelity, and predictive power. // Journal of Personality and Social Psychology. 2017. V. 113. №. 1. P. 117–143. doi: 10.1037/pspp0000096

41. Tabachnick B.G., Fidell L.S. Using multivariate statistics (5th ed.). N.Y.: Allyn and Bacon, 2007.

42. Vedel A., Wellnitz K.B., Ludeke S., Soto C.J., John O.P., Andersen S.C. Development and validation of the Danish Big Five Inventory-2: Domain-and facet-level structure, construct validity, and reliability // European Journal of Psychological Assessment. 2020. V. 37. pp. 42–51. https://doi.org/10.1027/1015-5759/a000570

Комментарии

Сообщения не найдены

Написать отзыв
Перевести