Везде
The Short and Extra-Short Forms of the Russian Version of the Big Five Inventory-2: BFI-2-S AND BFI-2-XS
Table of contents
Annotation Estimate Publication content
References Comments
Share
QR
Metrics
The Short and Extra-Short Forms of the Russian Version of the Big Five Inventory-2: BFI-2-S AND BFI-2-XS
Annotation
PII
S020595920017744-4-1
DOI
10.31857/S020595920017744-4
Publication type
Article
Status
Published
Authors
A. Mishkevich 
Occupation: Associate Professor in the Department of Developmental Psychology
Affiliation: Perm State University
Address: Russian Federation, Perm
S. Shchebetenko
Occupation: Professor in the School of Psychology
Affiliation:
Perm State University
HSE University
Address: Russian Federation, Perm
A. Kalugin
Occupation: Head of the Department of Practical Psychology
Affiliation: Perm State Humanitarian Pedagogical University
Address: Russian Federation, Perm
C. J. Soto
Affiliation: Colby College
Address: United States, Waterville
O. P. John
Affiliation: University of California, Berkeley
Address: United States, Berkeley
Edition
Volume 43 Issue 1
Pages
95-108
Abstract

The paper is aimed to examining psychometric properties of short (BFI-2-S; 30 items) and extra-short (BFI-2-XS; 15 items) forms of the Russian version of the Big Five Inventory-2. Two samples were employed, which comprised Internet users (N = 1787) and students (N = 1024). Scores on the BFI-2-X/BFI-2-XS scales and subscales were distributed normally. The methods demonstrated adequate internal consistency and retest reliability (n = 90). The factor structure measured by the principal components analysis and the Random Intercept Exploratory Factor Analysis showed that BFI-2-X/BFI-2-XS’s data reproduced the structure previously obtained on other cultures. The BFI-2-X/BFI-2-XS subscales correlated with the IPIP subscales (Goldberg, 2001), such that they supported convergent and discriminant validity. Therefore, the Russian BFI-2-X and BFI-2-XS represent psychometric solid instruments.

Keywords
personality, five-factor theory, psychometrics, reliability, validity, Big Five Inventory-2, short forms of questionnaires
Acknowledgment
The publication was prepared in the course of research (No. 19-01-003) within the framework of the Program "Scientific Foundation of the National Research University Higher School of Economics" (NRU HSE) "in 2019–2020. and within the framework of state support for the leading universities of the Russian Federation "5-100".
Date of publication
01.03.2022
Number of purchasers
11
Views
744
Readers community rating
0.0 (0 votes)
Cite Download 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

References

1. Berisha N.S., Novikov A.L., Novikova I.A., Shlyahta D.A. Individual'no-lichnostnye faktory uspeshnosti osvoeniya inostrannogo yazyka studentami-lingvistami. Izvestiya Saratovskogo universiteta. Novaya seriya. Seriya Akmeologiya obrazovaniya. Psihologiya razvitiya. 2018. V. 7. №. 1. P. 4–15. doi: 10.18500/2304-9790-2018-7-1-4-15. (In Russian)

2. Egorova M.S., Parshikova O.V. Psihometricheskie harakteristiki Korotkogo portretnogo oprosnika Bol'shoj pyaterki (B5-10). Psihologicheskie Issledovaniya. 2016. V. 9. №. 45. P. 9. (In Russian)

3. Kalugin A.Yu., Shchebetenko S.A., Mishkevich A.M., Soto C.J., John O.P. Psihometrika russkoyazychnoj versii Big Five Inventory – 2. Psychology. Journal of the Higher School of Economics. 2021. V. 18. №. 1. p. 7–33. (In Russian).

4. Knyazev G.G., Mitrofanova L.G., Bocharov A.V. Validizaciya russkoyazychnoj versii oprosnika L. Goldberga «Markery faktorov “Bol'shoj pyaterki”». Psikhologicheskii zhurnal. 2010. V. 31. №. 5. P. 100–110. (In Russian)

5. Kornilova V.V., Chumakova M.A. Aprobaciya kratkogo oprosnika Bol'shoj pyaterki (TIPI, KOBT).. Psihologicheskie Issledovaniya. 2016. V. 9, № 46. P. 5. URL: http://psystudy.ru (data obrashcheniya: 15.11.2020). (In Russian)

6. Orel V.E., Senin I.G. Lichnostnyj oprosnik NEO PI-R. Rukovodstvo po primeneniyu. Yaroslavl': NPC “Psihodiagnostika”, 2004. (In Russian)

7. Osin E.N., Rasskazova E.I., Neyaskina Yu.Yu., Dorfman L.Ya., Aleksandrova L.A. Operacionalizaciya pyatifaktornoj modeli lichnostnyh chert na rossijskoj vyborke. Psihologicheskaya Diagnostika. 2015. V. 3. P. 80-104. (In Russian)

8. Priporova E.A., Agadullina E.R. Social'nye motivy ispol'zovaniya social'nyh setej: analiz grupp pol'zovatelej. Social'naya Psihologiya i Obshchestvo. 2019. V. 10. № 4. P. 96–111. doi:10.17759/sps.2019100407 (In Russian)

9. Sevryugina A.D., Shevkova E.V. Lichnostnye i samoregulyacionnye faktory obrashchaemosti za medicinskoj pomoshch'yu. Social'nye i Gumanitarnye Nauki: Teoriya i Praktika. 2019. P. 721–729. (In Russian)

10. Sergeeva A.S., Kirillov B.A., Dzhumagulova A.F. Perevod i adaptaciya kratkogo pyatifaktornogo oprosnika lichnosti (TIPI-RU): ocenka konvergentnoj validnosti, vnutrennej soglasovannosti i test-retestovoj nadezhnosti. Eksperimental'naya Psihologiya. 2016. V 9. № 3. P. 138–154. doi:10.17759/exppsy.2016090311 (In Russian)

11. Hromov A.B. Pyatifaktornyj oprosnik lichnosti: Uchebno-metodicheskoe posobie. Kurgan: Izd-vo Kurganskogo gosudarstvennogo universiteta, 2000. (In Russian)

12. Shmelev A.G. Prakticheskaya testologiya. Testirovanie v obrazovanii, prikladnoj psihologii i upravlenii personalom. Moscow: Maska, 2013. (In Russian)

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 Edition). 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. https://dx.doi.org/10.5 812/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., Oliver 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. Psychology. Journal of the Higher School of Economics. 2014. V. 11. № 3. P. 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. https://doi.org/10.1027/1015-5759/a000570

Comments

No posts found

Write a review
Translate