Разработка русскоязычной версии теста диспозиционного оптимизма (LOT)

Основанный на модели поведенческой саморегуляции М. Шейера и Ч. Карвера подход к исследованию оптимизма как обобщенных ожиданий относительно будущих событий успешно применяется зарубежными психологами при анализе связей оптимизма с различными психологическими характеристиками, такими, как психологическое благополучие, здоровье, адаптация к стрессу и др. Наиболее известная методика диагностики диспозиционного оптимизма, разработанная в рамках данного подхода, была взята за основу для разработки русскоязычной версии Теста диспозиционного оптимизма. Результаты проведенного исследования показывают, что характеристики предложенной методики в целом соответствуют характеристикам ее оригинальной версии и демонстрируют достаточно высокие показатели валидности и надежности.

Ключевые слова: диспозиционный оптимизм, оптимизм, пессимизм, психологическое благополучие, валидность, надежность теста.

Диспозиционный оптимизм и методика его измерения

Опросник диспозиционного оптимизма (Life Orientation Test — LOT) является наиболее широко используемой методикой для диагностики индивидуальных различий в оптимизме. Он был предложен американскими психологами Майклом Шейером и Чарльзом Карвером в 1985 г. как методика, диагностирующая диспозиционный оптимизм, имеющий большое значение для физического и психического здоровья. Оптимизм в этом понимании представляет собой обобщенные ожидания того, что в будущем будут скорее происходить хорошие события, а не плохие; пессимизм же предполагает выраженность более негативных ожиданий относительно будущего (Scheier, Carver, 1985). В настоящее время опросник переведен на немецкий, французский, испанский, итальянский, японский, китайский, хорватский и датский языки. Разные варианты опросника используются также российскими исследователями (Муздыбаев, 2003; Сычев, 2008), однако надежный и валидный его вариант до настоящего времени отсутствовал.

Теоретической основой опросника является модель поведенческой саморегуляции, выросшая из работ Карвера и Шейера, посвященных оптимизму (см., например, Carver, Scheier, 1981, 1990; Scheier, Carver, 1988). Корни этой модели лежат в традиции теорий мотивации как ожидаемой ценности, которые учитывают два важнейших условия мотивации — привлекательность результата и веру в его достижимость (ожидания относительно будущего). Конструкт диспозиционного оптимизма раскрывает именно эту, вторую составляющую эффективной саморегуляции. Согласно модели поведенческой саморегуляции, люди совершают усилия, направленные на преодоление трудностей для достижения поставленных целей, лишь до тех пор, пока их ожидания будущих успехов достаточно благоприятны. Когда же у людей возникают серьезные сомнения в достижении успешного результата, они склонны оставлять попытки достичь своих целей. Предполагается, что эти различные ожидания также сопровождаются различными эмоциональными переживаниями. Ощущение приближения к желаемым целям связано с преобладанием позитивного аффекта, и, напротив, при возникновении существенных проблем на пути к достижению целей возникает негативный аффект.

Такой взгляд на поведение и эмоции может быть применен как в контексте анализа ситуативных вариаций в ожиданиях под влиянием разного рода событий, так и в контексте анализа индивидуальных различий. Для объяснения этих различий вводится переменная диспозиционного оптимизма, понимаемая как стабильная личностная характеристика, отражающая позитивные ожидания субъекта относительно будущего. Оптимисты склонны к позитивным обобщенным ожиданиям относительно будущего, пессимисты, в свою очередь, к более негативным ожиданиям. Поскольку оптимисты видят желаемые результаты как достижимые, они чаще реагируют на трудности в активной манере, увеличивая усилия и настойчивость при стремлении достичь цели. Люди с низким уровнем диспозиционного оптимизма, напротив, не испытывают позитивных ожиданий в отношении преодоления трудностей и чаще отвечают на последние пассивным и избегающим поведением.

Именно методика LOT в силу своей краткости, легкости предъявления и обработки в настоящее время является наиболее широко используемой методикой диагностики оптимизма-пессимизма. Чаще всего LOT применяется в исследованиях психологической адаптации и болезни. Исследования диспозиционного оптимизма активно множились в последнее десятилетие, с тех пор как были получены убедительные данные о связи оптимистических ожиданий с психологическим и физическим благополучием (Scheier, Carver, 1992).

LOT состоит из восьми основных утверждений — четырех позитивных и четырех негативных. Кроме того, опросник содержит четыре пункта-«наполнителя». Надежность LOT (альфа Кронбаха) поданным разных исследований варьирует от 0,76—0,78 (Scheier, Carver, 1985; Brisette et al., 2002) до 0,82 (Scheier et al., 1994). Ретестовая надежность LOT также достаточно высока и составляет, по данным авторов опросника, 0,79 (выборка — студенты университета; интервал между тестом и ретестом — четыре недели) (Scheier, Carver, 1985) и 0,72 (при тринадцатинедельном интервале) (Carver, Gaines, 1987). Ряд авторов сообщают о показателях надежности LOT для респондентов разного пола, причем для женщин характерны более высокие показатели надежности методики, чем для мужчин (Assad et al., 2007; Robbins et al., 1991; Srivastrava et al., 2006; Story et al., 2007). Так, например, в исследовании С. Шри-вастравы с коллегами получен коэффициент альфа Кронбаха, равный 0,80 для мужчин и 0,86 — для женщин (Srivastrava et al., 2006).

LOT-R

В 1994 г. в ответ на критику, связанную с расширительным пониманием конструкта оптимизма, противоречащим строгому теоретическому определению оптимизма как позитивных ожиданий относительно будущего, М. Шейером, Ч. Карвером и М. Бриджесом был предложен модифицированный вариант LOT — методика LOT-R (Scheier et al., 1994). В этой версии два пункта, отражающих позитивную интерпретацию событий и конструктивное мышление («Я всегда смотрю на позитивную сторону вещей» и «Я верю в то, что нет худа без добра»), были удалены; взамен был добавлен один новый позитивный пункт («В целом я ожидаю, что со мной произойдет больше хорошего, чем плохого»), синонимичный двум исключенным утверждениям. Для баланса количества негативных и позитивных пунктов авторами был также удален один негативный пункт. В результате обновленный вариант опросника состоял из трех позитивных, трех негативных пунктов и четырех пунктов-«наполнителей». Внутренняя согласованность этой версии опросника (альфа Кронбаха) варьирует от 0,76 (Terrill et al., 2002) до 0,78 (Scheier et al., 1994). Показатели ретестовой надежности также оказались удовлетворительными, составляя 0,68 для четырехнедельного интервала между тестом и ретестом (0,60 — для интервала в 12 месяцев, 0,56 — для интервала в 24 месяца и 0,79 — для интервала в 28 месяцев) (Scheier et al., 1994).

Тем не менее, как показывает анализ англоязычных исследований последних лет, модифицированный вариант опросника LOT оказался менее популярным (Solberg Nes, Segerstrom, 2006), чем оригинальная версия (очевидно, из-за более слабой предсказательной силы и несколько более низкой надежности). В настоящее время авторы опросника рекомендуют использовать LOT-R, как сокращенную версию, в ситуации лимита времени.

Корреляция между LOT и LOT-R весьма высока (R=0,95, по данным Scheier et al., 1994), что позволяет утверждать о преемственности результатов, полученных с помощью этих двух опросников. В то же время ряд данных свидетельствуют о специфике этих опросников, связанной с заменой части утверждений шкалы оптимизма. Как показывают данные метаанализа, проведенного Л. Сольберг Нес и С.Н. Сегестромом, LOT и LOT-R одинаково предсказывают обращение к эмоционально-ориентированным копингам, направленным на решение проблемы, однако для LOT размер эффекта (d) (Размер эффекта (d) показывает меру связи между переменными в метаанализе, статистической технике, направленной на аккумуляцию данных предыдущих исследований. Соответственно, принято считать (интерпретировать этот показатель), что размер эффекта небольшой, если d<0,35, средний, если 35<d<0,65 и большой, если d>0,65.) в случае предсказания копинг-стратегий, связанных с фокусировкой на проблеме (семь типов стратегий), оказывается более высоким, чем для LOT-R (Solberg Nes, Segerstrom, 2006).

Факторная структура LOT и LOT-R

В последние годы европейскими и американскими исследователями обсуждается проблема однородности конструкта оптимизма (Kubzansky et al., 2004, Herzberg et al., 2006, Robinson-Whelen et al., 1997; Vautier et al., 2003). Существуют данные о факторной структуре англоязычного оригинала опросника LOT, свидетельствующие как в пользу однофакторного, так и в пользу двухфакторного решения (Marshall et al., 1992). Ряд полученных результатов эксплораторного факторного анализа указывают на существование двух отдельных факторов: выделяется фактор оптимизма, состоящий из позитивно сформулированных утверждений, и фактор пессимизма, состоящий из негативных утверждений (Robinson-Whelen et al., 1997).

Факторная структура модифицированной версии опросника (LOT-R) в большей мере соответствует однофакторной структуре. В частности, в пользу однофакторного решения свидетельствуют данные экспло-раторного факторного анализа, проделанного авторами опросника с использованием как ортогонального, так и косоугольного вращения (Scheier et al., 1994). Такое решение оказывается предпочтительным как при анализе утверждений опросника изолированно, так и при их совместном анализе с другими использовавшимися шкалами (нейротизм, самооценка, тревожность, самоконтроль). Однако данные конфирматорного факторного анализа оказались не столь однозначными, показав приемлемость как однофакторного, так и двухфакторного решений. (В случае, когда корреляция ошибок не включалась в анализ, двухфакторное решение было более предпочтительным; при включении корреляции ошибок различия в показателях соответствия одно- и двухфакторной моделей были пренебрежимо малы.)

Несмотря на то, что данные конфирматорного факторного анализа утверждений опросника соответствуют как однофакторному, так и двухфакторному решениям, авторы опросника М. Шейер и Ч. Карвер рекомендуют рассматривать данные LOT как единый биполярный конструкт оптимизма—пессимизма прежде всего из соображений простоты. Ряд других авторов также склоняются к одномерной оценке данных опросника по причинам экономичности такого решения (см., например, Marshall, Lang, 1990; Lai, 1997). Свою позицию Карвер и Шейер обосновывают также тем, что все пункты показывали высокие нагрузки на первый фактор и корреляция между двумя факторами была высокой (R=0,64). В пользу одномерной модели оптимизма говорит также отсутствие теоретической модели (трудности интерпретации), которая бы поддерживала двухмерную структуру оптимизма—пессимизма. В результате М. Шейер с коллегами рекомендуют рассматривать оптимизм и пессимизм как биполярные конструкты, подсчитывая общий (суммарный) балл по оптимизму и при необходимости дополняя его раздельным анализом позитивных и негативных утверждений (Scheier et al., 1994). Например, это может быть оправданным для выборок людей среднего и пожилого возраста, на материале которых было показано, что у них оптимизм и пессимизм становятся независимыми факторами (Herzberg et al., 2006).

Еще одним аргументом в пользу рассмотрения оптимизма-пессимизма как единого биполярного конструкта является отсутствие непротиворечивых данных, подтверждающих разные отношения двух факторов с различными психологическими переменными и другими внешними критериями. Так, в большинстве проведенных исследований не было обнаружено специфики в корреляциях субшкал оптимизма и пессимизма с психологическими переменными (Carver et al., 1993; Chang etal., 1994; Lai, 1997). Тем не менее следует иметь в виду тот факт, что в некоторых исследованиях были обнаружены значимые связи между фактором пессимизма и физическими симптомами и худшим состоянием здоровья (Lai, 1994, Schulz et al., 1996; Robinson-Whelen et al., 1997), а также уровнем дохода и образования (Taylor [электронный ресурс]), и отсутствие подобных связей с фактором оптимизма.

Вклад в оптимизм вносят генотип, среда и собственно личность и деятельность человека. Так, исследование шведских психологов, проведенное с помощью близнецового метода, показало, что генотип вносит существенный вклад в оптимизм (Plomin et al., 1992). В целом результаты исследований также свидетельствуют о том, что оптимизм -это достаточно стабильная характеристика личности. При этом некоторые данные о возрастной динамике диспозиционного оптимизма говорят о том, что у пожилых людей показатели оптимизма выше, чем у людей среднего возраста (Story et al., 2007), и с возрастом, как уже отмечалось выше, факторы оптимизма и пессимизма становятся все более не зависимыми друг от друга (Herzberg et al., 2006). Большинство исследований культурных различий в оптимизме были проведены на американской и китайской выборках исходя из предположения о содержательных различиях в понимании ими оптимизма (Chang, 1996). Три различных исследования, проведенных с использованием LOT на американских выборках, показали, что оптимизм обнаруживает позитивные связи с уровнем дохода (R=0,23) и уровнем образования (R=0,29) (Taylor [электронный ресурс]; Муздыбаев, 2003). Уровень оптимизма зависит также от факторов среды: в частности, было показано, что при наличии хронического стресса у людей, переживающих такую трудную жизненную ситуацию, как необходимость заботиться о больном родственнике, страдающем прогрессивными когнитивными нарушениями, уровень оптимизма ниже (Robinson-Whelen et al., 1997).

Диспозиционный оптимизм обнаруживает позитивные связи с самооценкой, воспринимаемым мастерством, внутренним локусом контроля и негативные — с тревожностью, нейротизмом, депрессией и склонностью к переживанию гнева (Brisette et al., 2002; Kubzansky et al., 2004; Scheier et al, 1994).

Диспозиционный оптимизм, адаптация к стрессу и здоровье

Связь диспозиционного оптимизма с физическим здоровьем была обнаружена в целом ряде исследований (Scheier, Carver, 1987; Scheier et al., 1989; Taylor et al., 1992). Диспозиционный оптимизм был связан с такими разными позитивными показателями адаптации к стрессу, как успешность излечения от алкоголизма (Strack et al., 1987), начало учебы в университете (Aspinwall, Taylor, 1992), сопротивление послеродовой депрессии (Carver, Gaines, 1987) и дистрессу вслед за неудачным экстракорпоральным оплодотворением (Litt et al., 1992), послеоперационный период при раке груди (Carver et al., 1993), выздоровление после операции на сердце (Scheier et al., 1989). В частности, во впечатляющем исследовании М.Ф. Шейера с коллегами было показано, что мужчины-оптимисты, перенесшие операцию на сердце, чаще использовали проблемно-фокусированные стратегии преодоления стресса и реже — стратегии отрицания; в период госпитализации оптимисты выздоравливали быстрее, и им требовалось меньше времени для возвращения к нормальной жизни, чем пессимистам (Scheier et al., 1989). Было также показано, что высокие баллы по опроснику LOT связаны с лучшими показателями здоровья у пациентов, перенесших коронарное шунтирование (Deshamais et al., 1990), у гомосексуальных мужчин с высоким риском заболевания СПИДом (Taylor et al., 1992). В исследованиях, проведенных на студентах в последние недели академического семестра, было обнаружено, что оптимисты сообщают о меньшем количестве физических симптомов, жалуясь на недомогания, чем пессимисты (Taylor, Aspinwall, 1990).

Механизмы воздействия оптимизма на адаптацию к стрессу

Одно из объяснений обнаруженных связей состоит в том, что оптимисты и пессимисты используют различные стратегии преодоления трудностей, или копинг-стратегии (Scheier et al., 1986). Есть убедительные свидетельства того, что преимущества в отношении здоровья, которые дает оптимизм, связаны с адаптивными копинг-стратегиями. Оптимисты, в отличие от своих менее оптимистичных сверстников, с большей вероятностью (по опроснику СОРЕ) используют адаптивные стратегии, направленные на решение проблемы, планирование, позитивные интерпретации, личностный рост и активное преодоление трудностей, и с меньшей вероятностью обращаются к стратегиям поведенческого ухода от проблемы (трудной жизненной ситуации) и ее отрицания (Brisette et al., 2002). Согласно данным М. Шейерас коллегами (Scheier et al., 1994), оптимизм является предиктором использования таких копинг-стратегий, как активное преодоление трудностей, планирование, позитивные интерпретации и личностный рост, а также обращение к религии и поиск эмоциональной и социальной помощи (при контроле вклада таких переменных, как тревожность, самооценка, нейротизм и воспринимаемый контроль). Исследования, в которых использовался метод путевого анализа (Путевой анализ — статистический метод, позволяющий строить математические модели двух или более наблюдаемых переменных и проверять соответствие этих моделей полученным данным.), подтвердили этот опосредующий эффект копинг-стратегий (Carver et al., 1993; Scheier et al., 1989).

На российской выборке К. Муздыбаев (2003) исследовал связь диспозиционного оптимизма и других переменных, характеризующих позитивное мышление, со спецификой стратегий совладания с материальными трудностями. В исследовании участвовали 700 жителей Санкт-Петербурга, представлявшие семь различных социальных групп. Анализ суждений пессимистов показал, что они не верили в свою способность изменить ситуацию, ощущали невозможность добиться поставленных целей, тогда как люди, придерживавшиеся позитивных взглядов на жизнь, считали себя удачливыми, способными найти решение в критических обстоятельствах и добиться желаемого. В результате, как показали данные исследования, пессимисты остались плохо адаптированными к новым экономическим условиям, по сравнению с оптимистами, успешно решающими многие жизненные проблемы (Муздыбаев, 2003).

Проведенный недавно метаанализ 50 исследований (n=11629) диспозиционного оптимизма и адаптивного реагирования на различные стрессоры показал, что в целом оптимизм позитивно коррелирует с использованием активных, деятельных способов преодоления трудностей, направленных на устранение, уменьшение и снижение воздействия стрессоров и управление эмоциями (R=0,17), и негативно — с избегающими и пассивными копинг-стратегиями, направленными на игнорирование, избегание и уход от решения проблемы или переживания связанных с ней эмоций (R=—0,21) (Solberg Nes, Segerstrom, 2006). Размер эффекта (d) был выше при сопоставлении копинг-стратегий, направленных на активное преодоление проблемы или ее избегание, чем при сопоставлении проблемно- и эмоционально-ориентированных копинг-стратегий.

Еще одно объяснение лучшей способности оптимистов адаптироваться к трудным жизненным ситуациям заключается в том, что люди с оптимистическим мировоззрением включены в более широкую и поддерживающую социальную сеть, у них больше друзей, и они выше оценивают получаемую социальную поддержку (Brissette et al., 2002). Очевидно, это также соотносится с тем, что оптимисты больше удовлетворены своим браком (неженатые — романтическими отношениями) и чувствуют себя в нем более счастливыми, чем пессимисты (Assad et al., 2007; Srivastava et al., 2006), причем, по данным исследований, весомый компонент такой связи объясняется склонностью оптимистов к совместному кооперативному решению проблем и конфликтов.

Таким образом, исследования показывают, что оптимизм тесно связан с переменными, отражающими эффективную саморегуляцию, более эффективными стратегиями преодоления трудностей, успешным психологическим функционированием, адаптацией к стрессу и физическим здоровьем. Он также связан с личностными чертами и установками, характеризующими психическое благополучие, — высокой самооценкой, положительными эмоциями, экстраверсией, ощущением контроля происходящего, а также низким уровнем нейротизма, депрессии и тревожности.

Разработка Теста диспозиционного оптимизма

Нами была поставлена задача разработки отечественной методики диагностики диспозиционного оптимизма на основе опросника LOT М. Шейера и Ч. Карвера. На первом этапе был сформирован список из 14 утверждений, которые в различных вариантах представляли перевод оригинальных восьми утверждений LOT. Данный вариант был предъявлен выборке из 270 испытуемых. На основе показателей внутренней согласованности пунктов с учетом соответствия содержания русского перевода оригинальным утверждениям были отсеяны шесть утверждений (пунктов). Для большего соответствия оригинальной версии LOT список оставшихся заданий был дополнен четырьмя пунктами-«наполнителями», выполняющими функцию маскировки истинного предназначения методики. Полученная в результате этих процедур версия методики, которую мы будем далее называть Тестом диспозиционного оптимизма (ТДО), была взята за основу для последующего исследования ее факторной структуры, надежности и валидности.

Исследование факторной структуры теста проводилось на выборке объемом 639 испытуемых, включающих 379 женщин и 260 мужчин в возрасте от 14 до 50 лет (средний возраст— 19,2 года). Выборку составили 166 студентов МГУ им. М.В. Ломоносова, 216 студентов Высшей школы экономики, 197 студентов Бийского педагогического государственного университета (БПГУ) им. В.М. Шукшина, 60 старшеклассников (участников международной химической олимпиады).

Несмотря на то, что LOT разрабатывался Ч. Карвером и М. Шейером как одномерный тест, направленный на оценку оптимизма-пессимизма как единого биполярного конструкта, опыт его использования показал, что предположение авторов об одномерной структуре не всегда подтверждается. Во многих зарубежных исследованиях факторной структуры разных национальных версий LOT и LOT-R выделяются два фактора, один из которых объединяет прямые задания, сформулированные в позитивной форме, а другой — «обратные» задания (т.е. сформулированные в негативной форме) (Chang, McBride-Chang, 1996). Вопрос о причине этого факта привлекает значительное внимание (Chang, McBride-Chang, 1996; Kubzansky et al., 2004; Vautier et al., 2003), причем некоторые авторы склонны рассматривать данную структуру как свидетельство в пользу относительной независимости оптимизма и пессимизма, в то время как другие полагают, что расщепление на два фактора вызвано влиянием посторонних факторов, связанных, например, со стилем ответов на задания определенного типа.

С целью предварительной оценки факторной структуры разработанной методики нами было проведено исследование с использованием эксплораторного факторного анализа методом главных компонент с последующим ортогональным варимакс-вращением (программный пакет Statistica 6). Число факторов в факторной модели было определено на основе критерия Кайзера, в соответствии с которым выделяются факторы с собственными значениями, превышающими единицу (Митина, Михайловская, 2001). В итоге была получена простая факторная структура, включающая два фактора (табл. 1), первый из которых объединяет «обратные» задания, а второй — прямые. Эти результаты подтверждают правомерность предположения о двухфакторной структуре методики. Факторные структуры, полученные на отдельных подвыборках, не показывали существенных отличий от факторной структуры, полученной на общей выборке.

Таблица 1

Матрица факторных нагрузок заданий теста диспозиционного оптимизма

	Фактор 1	Фактор 2
Задание 1	-0,230	0,737
Задание 3	0,722	-0,238
Задание 4	-0,267	0,724
Задание 5	-0,403	0,718
Задание 8	0,718	-0,221
Задание 9	0,784	-0,180
Задание 11	-0,083	0,770
Задание 12	0,720	-0,272
Собственные значения	2,463	2,386
Доли объясняемой дисперсии	0,308	0,298

Примечание. Жирным шрифтом выделены факторные нагрузки, превышающие 0,7.

Далее мы поставили перед собой задачу исследовать факторную структуру предложенной шкалы диспозиционного оптимизма, сравнив однофакторную и двухфакторную модели с помощью конфирматорного факторного анализа, проведенного с использованием программы EQS Питера М. Бентлера с применением робастных статистик, устойчивых к отклонению данных от нормального распределения (Byrne, 2006).

Однофакторная модель показывает неудовлетворительное качество: критерий хи-квадрат Саторра-Бентлера составил 130,94 при 20 степенях свободы (/?<0,001), что свидетельствует о достоверном отличии теоретической модели от эмпирических данных. На недостаточное соответствие этой модели данным указывают также значения среднеквадратической ошибки оценки (Root Mean Square Error of Approximation — RMSEA=0,09) и показателя сравнительного соответствия (Comparative Fit Index — CFI=0,90).

В качестве альтернативы однофакторной модели мы рассматривали двухфакторную модель с коррелирующими факторами, один из которых объединяет прямые задания (1, 4, 5, 11), а другой — «обратные» задания (3, 8, 9, 12). Двухфакторная модель с коррелирующими факторами показывает значительно лучшее соответствие (см. рис.). Критерий хи-квадрат Саторра-Бентлера, указывающий на отсутствие значимого отличия данной модели от эмпирических данных, а также значения

CFI и RMSEA, равные, соответственно, 0,99 и 0,03, подтверждают адекватность этой модели данным. В рамках данной модели нагрузки для заданий 1 и 3 были фиксированы, остальные выступали в качестве свободных параметров. Все вычисленные оценки нагрузок статистически значимы.

Рис. Структурная модель Теста диспозиционного оптимизма:

критерий хи-квадрат Саторра—Бентлера = 29,97; число степеней свободы df= 19;р=0,052; RMSEA=0,03; NFI=0,974; NNFI=0,985; CFI=0,990; 90 %-ный доверительный интервал для RMSEA — (0,000; 0,050).

FI — Normed Fit Index — нормированный показатель соответствия; NNFI — Non-normed Fit Index (TLI — Tucker-Lewis Index) — ненормированный показатель соответствия (также обозначается как показатель Такера-Льюиса).

Коэффициент корреляции латентных факторов составил —0,75 что указывает на достаточно тесную взаимосвязь между ними. Отметим, что это значение отражает «идеальную» оценку связи на основе модели, в то время как реальное значение коэффициента корреляции между субшкалами позитивных и негативных заданий составило -0,57 (p≤0,001). Зарубежные данные о корреляции факторов оптимизма \\ пессимизма внутри LOT неоднозначны: по различным выборкам у версиям методики они лежат в пределах от -0,02 (Plomin et al., 1992; до -0,64 (Scheier, Carver, 1985). Для исследований с использованием англоязычной версии в обычных выборках наиболее характерными являются значения в пределах от -0,54 до -0,64 (Bryant, Cvegros, 2004)

Подводя итог анализу факторной структуры, можно с уверенностью заключить, что наиболее адекватной математической моделью Теста диспозиционного оптимизма является модель с двумя тесно коррелирующими факторами, объединяющими задания, сформулированные в прямой и «обратной» формах, что хорошо соответствует данным зарубежных исследований. Вместе с тем столь тесная корреляция выделенных факторов, по-видимому, означает, что в ходе решения большинства исследовательских и практических задач можно пренебречь тонкими различиями факторов и рассматривать только общий показатель диспозиционного оптимизма. В тех же случаях, когда имеются основания предполагать различную связь оптимизма и пессимизма с изучаемыми явлениями, по-видимому, имеет смысл проведение анализа по отдельным факторам.

Надежность Теста диспозиционного оптимизма

Показатель одномоментной надежности (альфа Кронбаха) на общей выборке из 639 испытуемых составил 0,84 (0,78 — для субшкалы позитивных ожиданий и 0,77 — для субшкалы негативных ожиданий). Отдельно по четырем подвыборкам надежность общего показателя составила от 0,85 до 0,86; составляющих его субшкал — от 0,74 до 0,82. Полученные данные говорят о высокой надежности субшкал методики, не уступающей оригиналу (Brisette et al., 2002; Scheier et al., 1994).

Для оценки ретестовой надежности методики было проведено повторное тестирование в группе из 71 студента-психолога БПГУ им.

В.М. Шукшина с интервалом в три недели. Полученное при этом значение коэффициента корреляции, равное 0,77 (/><0,001), свидетельствует о хорошей ретестовой надежности, близкой к зарубежным оценкам надежности LOT (Scheier, Carver, 1985). Обнаружилось, что позитивная субшкала показывает несколько более высокую ретестовую надежность (r=0,76: p≤0,001), чем негативная (r=0,67; p≤0,001), хотя это различие между коэффициентами корреляции не является статистически значимым.

Еще одна проверка ретестовой надежности теста была осуществлена Е.И. Рассказовой на выборке из 45 человек, не отличающихся от выборки апробации по полу и возрасту. Ретест был проведен также через три недели после первого тестирования. Коэффициент корреляции Пирсона между общими баллами оптимизма, полученными при первом и втором замерами, составил 0,86 (p≤0,001), коэффициенты корреляции для различных пунктов опросника составили от 0,39 до 0,84 (p≤0,01). Применение t-критерия Стьюдента для сравнения изменений по отдельным пунктам опросника не показало значимых изменений за три недели ни по одному из пунктов.

Конструктная и дискриминантная валидность ТДО

Исследование конструктной валидности разработанного Теста диспозиционного оптимизма осуществлялось с помощью различных методик, измеряющих психологическое благополучие и оптимистическое мышление:

Шкалы счастья С. Любомирски (Lyubomirsky, Lepper, 1999) в переводе Д.А. Леонтьева;
Шкалы субъективного благополучия А. Бадо и Г.А. Мендельсон (Badoux, Mendelsohn, 1994), адаптация М.В. Соколовой (1996);
Шкалы диспозиционной надежды К. Снайдера (Snyder et al.,1991), адаптация Е.Н. Осина;
Шкалы субъективной витальности как диспозиции Р. Райана и К. Фредерик (Ryan, Frederick, 1997) в переводе Д.А. Леонтьева, измеряющей позитивное ощущение жизненной энергии и бодрости;
Шкалы удовлетворенности жизнью Э. Динера (SWLS) (Diener et al., 1985), адаптация Д.А. Леонтьева и Е.Н. Осина (Осин, Леонтьев, 2008);
Шкалы депрессии как состояния Ч. Спилбергера; адаптация А.Б. Леоновой и Ю. Карповой (Карпова, 2001);
Опросника самоуважения М. Розенберга (Rosenberg, 1965; Лу-бовский, 2006);
Опросника стиля объяснения успехов и неудач СТОУН-В; русскоязычная адаптация опросника ASQ ТО. Гордеевой, Е.Н. Осина и ВЛО. Шевяховой (Гордеева, Осин, Шевяхова, 2009);
Теста смысложизненных ориентаций Д.А. Леонтьева (Леонтьев, 1992);
Теста жизнестойкости С. Мадди (Леонтьев, Рассказова, 2006);
Опросника социальной желательности BIDR (Balanced Inventory of Desirable Responding) (Paulhus, 1998), адаптация Е.Н. Осина.

Указанные исследования проводились на нескольких выборках, причем некоторые методики применялись в нескольких группах, что позволило с большей уверенностью сделать выводы о наличии или отсутствии связи диспозиционного оптимизма с психологическим благополучием и другими личностными характеристиками.

Для оценки конструктной валидности нами была исследована связь диспозиционного оптимизма с показателями субъективного благополучия на трех выборках.

Первую выборку составили 100 студентов первого и третьего курсов факультета психологии БПГУ им. В.М. Шукшина (91 женщина и 9 мужчин). Вторую выборку составили 104 студента факультета психологии БПГУ им. В.М. Шукшина очного и заочного отделений (93 женщины и 11 мужчин). Третью выборку составили 166 студентов первого курса естественно-научных факультетов МГУ им. М.В. Ломоносова (98 мужчин и 68 женщин).

В ходе исследования нами использовалась Шкала субъективного благополучия, адаптированная в России М.В. Соколовой (Соколова, 1996). По нашим данным, Шкала субъективного благополучия показывает достаточную надежность (коэффициент альфа Кронбаха составил 0,74), лишь незначительно уступающую значениям, полученным на французской и английской версиях методики, что позволяет считать ее результаты вполне достоверными (Badoux, Mendelsohn, 1994). Особенностью методики является «обратный» характер ее шкал, вследствие чего о субъективном благополучии свидетельствуют низкие оценки, что необходимо учитывать при интерпретации корреляций.

Выбор данной методики был обусловлен, во-первых, тем, что она позволяет охарактеризовать не только общий уровень субъективного благополучия, но и его отдельные составляющие по эмпирически выделенным кластерам (субшкалам). Во-вторых, оптимизм в этой методике выступает как один из показателей субъективного благополучия, а одно из утверждений, сформулированное как «Я оптимист в отношении будущего» (входящее в субшкалу «Изменения настроения»), достаточно хорошо отражает психологическую сущность диспозиционного оптимизма. Отметим, что данное утверждение показало весьма высокую корреляцию со шкалой диспозиционного оптимизма (R=0,77; p≤0,001).

Корреляции показателей диспозиционного оптимизма с составляющими Шкалы субъективного благополучия варьируют в достаточно широких пределах: от -0,17 — для субшкалы «Самооценка здоровья» до —0,61 — для субшкалы «Изменение настроения», однако почти все они являются статистически значимыми (табл. 2). Наибольшую силу и достоверность связи с показателями диспозиционного оптимизма, помимо субшкалы «Изменение настроения», демонстрируют такие субшкалы, как «Значимость социального окружения» и «Степень удовлетворенности повседневной деятельностью». Как и ожидалось, выявлена тесная связь показателей диспозиционного оптимизма с общим показателем субъективного благополучия (R= -0,47; p≤0,001), свидетельствующая о более высоком субъективном благополучии оптимистов.

Таблица 2

Коэффициенты корреляции Пирсона между Тестом диспозиционного оптимизма и другими переменными

Примечание. * — p≤0,05; ** — p≤0,01; *** — p≤0,001; ТДО — общий пока затель по Тесту диспозиционного оптимизма; ТДО поз. — показатель по субшкале позитивных ожиданий; ТДО нег. — показатель по субшкале негативны: ожиданий. Оценки заданий по субшкале негативных ожиданий перед суммированием были инвертированы (см. Приложение).

Одним из наиболее релевантных показателей субъективной благополучия является самооценка счастья, которая была измерен с помощью Шкалы субъективного счастья С. Любомирски в адаптации Д.А. Леонтьева. Коэффициент корреляции между результатами ТДО и шкалы субъективного счастья С. Любомирски на выборке студентов БПГУ составил 0,59 (p≤0,001), что подтверждает предположение о тесной связи диспозиционного оптимизма с самооценкой счастья. Аналогичные данные получены на выборке студентов МГУ. Эти данные хорошо дополняют сходные результаты по шкалам субъективной витальности и удовлетворенности жизнью. Они свидетельствуют о том, что диспозиционный оптимизм надежно связан с ощущением бодрости, жизненной силы, переполненности энергией и готовности действовать, а также ощущением удовлетворенности своей жизнью.

Существенные связи выявлены также с показателями по шкалам депрессии (R= -0,59; p≤0,001) и самоуважения (R=0,62; p≤0,001). Зарубежные данные свидетельствуют об аналогичных связях диспозиционного оптимизма с этими характеристиками. Так, например, в исследовании М. Шейера с коллегами с использованием краткой версии шкалы депрессии Бека получена умеренная корреляция между показателями депрессии и диспозиционного оптимизма, равная -0,42 (Scheier et al., 1994). В том же исследовании с использованием шкалы самоуважения Розенберга и LOT получен коэффициент корреляции между показателями шкал, равный 0,54 (Scheier et al., 1994). Таким образом, приведенные в табл. 2 коэффициенты корреляции показывают, что предложенная нами методика, так же как и оригинальная версия, предсказывает наличие симптомов депрессии и уровень самоуважения.

К числу позитивных качеств личности, взаимосвязанных с оптимизмом, относится диспозиционная надежда. Тесная статистическая связь между этими качествами и трудности теоретического анализа сущности их различий привели к появлению двух подходов. Одни исследователи пытаются доказать относительную независимость оптимизма и надежды, другие же полагают, что их следует рассматривать как два проявления единой «ориентации на будущее» (Bryant, Cvengros, 2004). Поданным, приведенным Ф. Брайантом, корреляции между оптимизмом и надеждой обычно лежат в пределах 0,4-0,6. В эти границы укладываются и полученные в нашем исследовании корреляции показателей диспозиционного оптимизма с результатами по Шкале диспозиционной надежды К. Снайдера, которые свидетельствуют о наличии существенной связи оптимизма как с субшкалой «Стремление к достижению целей» (R=0,41; p≤0,001), так и с субшкалой «Средства достижения целей» (R=0,45; p≤0,001).

Были также получены данные о связи диспозиционного оптимизма с осмысленностью жизни, измеренной с помощью Теста смысложизненных ориентаций (СЖО) Д.А. Леонтьева (1992), а также с показателями Теста жизнестойкости (Леонтьев, Рассказова, 2006). Для краткости в табл. 2 приведены данные, полученные по их общим показателям. Осмысленность жизни в тесте СЖО операционализируется как целеустремленность, удовлетворенность процессом жизни и результатом самореализации, а также как убеждение в способности субъекта контролировать происходящие события. Жизнестойкость включает в себя убеждения, отражающие готовность субъекта активно участвовать в жизни, контролировать ход событий, а также рассматривать трудности и вызовы как возможности, а не как угрозы. Полученные взаимосвязи позволяют делать предположения о механизмах, связывающих диспозиционный оптимизм с реальной деятельностью.

Рассматривая вопрос о взаимосвязи оптимизма с позитивными качествами и показателями благополучия, необходимо уделить внимание вопросу о соотношении диспозиционного оптимизма и оптимистического атрибутивного стиля (Seligman, 1990; Peterson, 1991). Если диспозиционный оптимизм характеризует обобщенные ожидания относительно будущих событий, то оптимистический атрибутивный стиль связан с тем, как человек объясняет произошедшие позитивные и негативные (благоприятные и неблагоприятные) события. Будучи достаточно разными по психологическому смыслу, эти конструкты редко рассматриваются совместно. В единственном обнаруженном нами исследовании, сообщающем о связи оптимистического атрибутивного стиля (ASQ) и диспозиционного оптимизма (LOT), были получены данные, свидетельствующие об относительно невысокой связи (Reilley et al., 2005).

Для исследования связи диспозиционного оптимизма с оптимистическим атрибутивным стилем в нашем исследовании на выборке студентов БПГУ использовался опросник стиля объяснения успехов и неудач для взрослых (СТОУН-В), разработанный ТО. Гордеевой, Е.Н. Осиным и В.Ю. Шевяховой на основе теста ASQ, созданного К. Петерсоном и М. Селигманом с коллегами (1982). Результаты сопоставления этих методик, приведенные в табл. 2, показывают, что в нашем случае также обнаруживается довольно слабая, хотя и значимая связь между ними. Этот результат согласуется с зарубежными данными о слабой связи оптимистического атрибутивного стиля (ASQ) и диспозиционного оптимизма (LOT) — коэффициенты корреляции находятся в диапазоне от 0,19 до 0,27 (p≤0,05) (Reilley et al., 2005), а также с данными отечественного исследования на старшеклассниках с использованием пилотажной версии LOT-R (Гордеева, Осин, 2010) -коэффициенты корреляции с оптимистическим атрибутивным стилем в позитивных и негативных ситуациях составили 0,26 и 0,19 соответственно. На выборке студентов МГУ использовалась сокращенная версия опросника СТОУН-В, включавшая в себя только ситуации достижения (надежность субшкал — 0,8 и выше), и полученные коэффициенты корреляции оказались несколько более высокими. Обобщая вышесказанное, следует отметить, что диспозиционный оптимизм и оптимистический атрибутивный стиль представляют собой различные стороны оптимизма, причем диспозиционный оптимизм более тесно связан с оптимистическим атрибутивным стилем в ситуациях успеха и применительно к ситуациям достижения.

Связь с социальной желательностью

Поскольку оптимизм считается привлекательной психологической характеристикой, можно предполагать, что результаты его диагностики могут быть в некоторой степени фальсифицированы ввиду сознательной или бессознательной тенденции испытуемого представить себя в более позитивном свете. Действительно, на американских выборках с использованием шкалы социальной желательности Марлоу—Крауна (Scheier, Carver, 1985) и экспериментальной ситуации, побуждающей испытуемых показать себя в возможно более позитивном свете (Terrill et al., 2002), было обнаружено влияние фактора социальной желательности. Однако исследование на немецкой выборке (п=61) выявило слабые, но незначимые связи между социальной желательностью и обеими субшкалами LOT-R (Herzberg et al., 2006).

С целью оценки влияния тенденции к социальной желательности на результаты диагностики диспозиционного оптимизма нами был использован опросник социальной желательности BIDR (Paulhus, 1998; Paulhus, Reid, 1991) в адаптации Е.Н. Осина с показателем надежности (альфа Кронбаха), равным 0,84. На выборке студентов-химиков первого курса МГУ выявлена связь социальной желательности с позитивной шкалой Теста диспозиционного оптимизма (R=0,25; p≤0,01), а также с общим показателем диспозиционного оптимизма (R=0,21; p≤0,01). На выборке студентов-психологов обнаружилась лишь тенденция к связи позитивной субшкалы диспозиционного оптимизма с социальной желательностью (R=0,18; p=0,07). Обобщая эти данные, можно с уверенностью констатировать слабое влияние социальной желательности на показатели позитивной субшкалы Теста диспозиционного оптимизма, в то время как оценки по негативной субшкале такой зависимости вообще не показывают.

Полученные результаты свидетельствуют о низкой подверженности Теста диспозиционного оптимизма влиянию эффектов социальной желательности даже в условиях неанонимного предъявления методик, тем не менее следует отметить, что исследование проводилось на добровольцах в нейтральной ситуации. Очевидно, что при наличии у испытуемых ситуативной мотивации к искажению собственных ответов подверженность шкал ТДО эффектам социальной желательности может быть более высокой, что необходимо учитывать при организации исследований.

Описательная статистика по тесту

Оценки основных статистических параметров Теста диспозиционного оптимизма для всей выборки, а также для выборок мужчин и женщин отдельно приведены в табл. 3. Необходимо отметить, что эти данные получены преимущественно на студенческих выборках юношеского возраста (медиана распределения — 18 лет, межквартильный размах — два года), поэтому возможность их использования для оценки результатов представителей других возрастных групп требует дополнительного исследования.

Результаты для мужчин и женщин сравнивались с помощью t-критерия Стьюдента. Было обнаружено, что по субшкале негативных ожиданий (пункты инвертированы) женщины показывают значимо более высокий средний балл, чем мужчины. Таким образом, мужчины несколько более склонны ожидать в будущем негативные события, чем женщины, что отражается и на общем показателе по тесту. Тем не менее размер эффекта (d) для полученного различия между баллами мужчин и женщин весьма небольшой: показатель d Коэна (Cohen, 1988), отражающий различие между средними значениями в единицах общего стандартного отклонения, составляет всего 0,31, и в небольших выборках эти различия, вероятнее всего, не будут проявляться.

Таблица 3

Описательная статистика по шкалам ТДО и результаты сравнения распределений мужской и женской подвыборок

Примечание, t (580) М/Ж — значения t-критерия Стьюдента, полученные при оценке значимости различий средних оценок в мужской и женской выборках. Остальные обозначение те же, что и в табл. 2.

Как на общей выборке, так и на каждой из двух подвыборках (М/Ж) обе субшкалы и общий показатель ТДО демонстрируют довольно выраженную правостороннюю асимметрию (разброс значений составляет -0,85 ≤ —0,90) при умеренном положительном эксцессе (0,70 — для позитивной субшкалы, 0,44 — для негативной, 0,51 — по общему показателю). Следует отметить, что такое распределение является типичным на студенческих выборках для большинства кратких шкал психологического благополучия.

Заключение

Полученные результаты свидетельствуют о том, что предложенный нами Тест диспозиционного оптимизма обладает достаточно высокой надежностью и валидностью, а также показывает логичные и предсказуемые взаимосвязи с другими сопоставимыми с оптимизмом личностными характеристиками, что хорошо соответствует данным зарубежных исследований, выполненных с помощью LOT.

В результате проведения эксплораторного и конфирматорного факторного анализа выделяется двухфакторная структура опросника ТДО, однако эти данные не свидетельствуют однозначно о наличии двух независимых факторов — оптимизма и пессимизма. Поскольку выделенные факторы также тесно коррелируют друг с другом, это, по-видимому, означает, что в ходе решения большинства исследовательских и практических задач можно пренебречь тонкими различиями факторов и рассматривать только общий показатель диспозиционного оптимизма. В пользу такого подхода можно привести ряд аргументов, к числу которых относится в первую очередь отсутствие убедительного теоретического обоснования двухфакторной природы оптимизма/ пессимизма. Эмпирические данные также не дают оснований для самостоятельного выделения этих факторов, поскольку обнаруживаются сходные корреляции обоих факторов с другими психологическими переменными и внешними критериями.

Предложенная методика может быть использована в исследовании различных психологических проблем, связанных с оптимизмом и его ролью в саморегуляции деятельности, преодолении стресса, совладающем поведении и др. Методика может быть также рекомендована для комплексной диагностики психологического благополучия личности как предиктора ее физического и психического здоровья.

Учитывая известность и широкое распространение методики LOT в разных странах мира, можно надеяться, что предложенная русскоязычная версия будет способствовать дальнейшему развитию кросскультурных исследований диспозиционного оптимизма с учетом российских данных. Мы также надеемся, что разработанная нами методика будет активно использоваться отечественными исследователями и способствовать изучению проблематики оптимизма, механизмов его функционирования и выраженности у людей разного возраста, пола, профессиональной принадлежности, региона проживания, а также анализу динамики оптимизма в условиях текущей экономической ситуации.

Приложение

Тест диспозиционного оптимизма (ТДО)

Инструкция. Пожалуйста, будьте искренни и точны настолько, насколько это возможно. Постарайтесь отвечать так, чтобы ответ на один вопрос не зависел от ответа на другие. Здесь нет правильных или неправильных ответов. Отвечайте в соответствии с тем, что чувствуете Вы, а не исходя из того, как ответили бы, по Вашему мнению, большинство людей.

«Ключ»

Количественная оценка ответов:

— не согласен — 0 баллов;

— скорее не согласен — 1 балл;

— ни да, ни нет — 2 балла;

— скорее согласен — 3 балла;

— полностью согласен — 4 балла.

Прямые утверждения (субшкала позитивных ожиданий): 1, 4, 5, 11. «Обратные» утверждения (субшкала негативных ожиданий): 3, 8, 9, 12. Утверждения-«наполнители»: 2, 6, 7, 10.

Оценки по «обратным» утверждениям при подсчете общего показателя диспозиционного оптимизма должны быть инвертированы: 0=4; 1=3; 3=1; 4=0.

Литература

Гордеева Т.О., Осин Е.Н. Позитивное мышление как фактор учебных достижений старшеклассников // Вопросы психологии. 2010. № 1. С. 24-33.
Гордеева Т.О., Осин Е.Н., Шевяхова В.Ю. Диагностика оптимизма как стиля объяснения успехов и неудач: опросник СТОУН. М.: Смысл, 2009.
Карпова Ю. Модификация методики оценки депрессии как состояния и как личностной черты Ч. Спилбсргера. Дипломная работа. iM.: Факультет психологии МГУ, 2001.
Леонтьев Д.А. Тест смысложизненных ориентаций (СЖО). М.: Смысл, 1992.
Леонтьев Д.А., Рассказова Е.И. Тест жизнестойкости. М.: Смысл, 2006.
ЛубовскийД.В. Применение опросника самоуважения М. Розенберга// Психологическая диагностика. 2006. № 1. С. 71-75.
Митина О.В., Михайловская И.Б. Факторный анализ для психологов. М.: Учебно-методический коллектор «Психология», 2001.
Муздыбаев К. Оптимизм и пессимизм личности // Социологические исследования. 2003. Т. 12. С. 87-96.
Общая психодиагностика / под ред. А.А. Бодалева, В.В. Столина. М.: Изд-воМГУ, 1987.
Осин Е.Н. Леонтьев Д.А. Апробация русскоязычных версий двух шкал экспресс-оценки субъективного благополучия // Материалы 111 Всероссийского социологического конгресса. М.: Институт социологии РАН, Российское общество социологов, 2008.
Соколова М.В. Шкала субъективного благополучия. Второе издание. Ярославль: НПЦ «Психодиагностика», 1996.
Сычев О.А. Психология оптимизма. Уч.-метод, пособие. Бийск: БПГУ им. В.М. Шукшина, 2008.