Актуальность проблемы одиночества обусловлена социальными, психологическими, экономическими и культурными факторами, и осознается наиболее остро в подростковом возрасте. Испытываемые подростками и юношами негативные переживания влияют на процесс социализации и формирования личности и могут стать одной из причин их социальной дезадаптации. Важным является раннее распознавание причин одиночества в подростковом и юношеском возрасте. Отсюда вытекает необходимость диагностики феномена одиночества на каждом возрастном этапе, сравнительного анализа данных с целью дальнейшего анализа факторов повлиявших на переживаемое молодыми людьми одиночество.
Целью статистического анализа явилось выявление достоверных особенностей и различий в степени переживания одиночества в подростковом и юношеском возрасте и его структуры.
Задачи:
1. Выяснить существуют ли статистически достоверные различия в показателях одиночества между тремя возрастными группами (подростки, ранняя юность, ранняя взрослость) по сформированной батарее методик.
2. Выявить существующие корреляционные связи между показателями одиночества и их структуру.
Гипотеза исследования: существуют значимые различия в особенностях переживания одиночества в подростковом и юношеском возрасте.
Для подтверждения гипотезы использованы следующие методики:
Методики и их описание:
1) Диагностический опросник «Одиночество» (С.Г.Корчагина) [1] для оценки глубины переживания одиночества;
2) Опросник «Виды одиночества» (С.Г. Корчагина) по трем видам: диффузного, отчуждающего, диссоциированного одиночества [1];
Кратко опишем эти виды одиночества:
А) Диффузное одиночество характеризуется подозрительностью в межличностных отношениях и сочетанием противоречащих личностных и поведенческих характеристик: сопротивлением и приспособлением в конфликтах; возбудимость, тревожность и эмотивность характера, коммуникативная направленность.
Б) Диссоциированное одиночество выражается в тревожности, возбудимости и демонстративности характера, противоборстве в конфликтах, личной направленности, сочетании высокой и низкой эмпатии (при отсутствии среднего уровня), эгоистичности и подчиняемости в межличностных отношениях, что является противоположными тенденциями.
В) Отчуждающее одиночество проявляется в возбудимости, тревожности, циклотимности характера, низкой эмпатии, противоборстве в конфликтах, выраженной неспособности к сотрудничеству, подозрительности и зависимости в межличностных отношениях.
3) Методика диагностики уровня субъективного ощущения одиночества Д. Рассела и М. Фергюсона (модифицированная шкала измерения одиночества UCLA) по трем компонентам: эмоциональному, когнитивному, поведенческому [2, 3].
Полученные данные обрабатывались с помощью методов математической статистики (критерий Колмогорова-Смирнова, H-критерий Крускела-Уоллиса, дисперсионный анализ для несвязных выборок, коэффициент корреляции r-Пирсона, метод главных компонент, структурное моделирование) в программе SPSS 19.0.
Контингент исследования: всего 88 человек – учащихся общеобразовательных школ в возрасте 14-15 лет (26 человек и 31 человек) и студенты высших учебных заведений в возрасте 19-21 года (31 человек). Далее в исследовании, эти три группы будут обозначены как: 1) подросткового возраста; 2) раннего юношеского возраста и 3) юношеского возраста.
Кратко опишем методы, которые будем использовать для сравнения трех выборок между собой в зависимости от характера полученных распределений:
1) Непараметрический случай: H-критерий Крускела-Уоллиса. Является обобщением U-критерия Манна-Уитни на случай k несвязанных выборок (k>2) и предназначен для оценки различий одновременно между тремя, четырьмя и т.д. выборками по уровню какого-либо признака. Эмпирическое значение критерия находится по следующей формуле:
где N – общее количество испытуемых (N=20), Tj – сумма рангов в j-ой строке, nj – число испытуемых в j-ой группе [4].
2) Параметрический случай: однофакторный дисперсионный анализ для несвязных выборок. Метод однофакторного дисперсионного анализа применяется в тех случаях, когда исследуются изменения результативного признака (одиночества) под влиянием изменяющихся условий или градаций какого-либо фактора, в данном случае возраста. В зависимости от характера полученных распределений применяли соответствующий статистический метод анализа данных.
Количественный анализ полученных по методикам результатов осуществлялся с помощью программы IBM SPSS Statistics 19. Описательные статистики по всем проведенным методикам отражены в табл.1.
Таблица 1
|
Одновыборочный критерий Колмогорова-Смирнова |
||||||||
|
Одиночество |
Диффузное |
Отчуждающее |
Диссоциированное |
Эмоциональный |
Когнитивный |
Поведенческий |
||
|
N |
88 |
88 |
88 |
88 |
88 |
88 |
88 |
|
| Среднее |
25,7386 |
6,8182 |
5,9659 |
7,6477 |
11,3750 |
13,2614 |
13,4432 |
|
| Стд. отклонение |
4,20589 |
1,57236 |
1,82227 |
3,12586 |
3,26357 |
3,39199 |
2,73276 |
|
| Z Колмогорова-Смирнова |
,706 |
1,604 |
1,316 |
1,415 |
,903 |
1,149 |
1,675 |
|
| Асимпт. знч. (двухст.) |
,700 |
,012 |
,063 |
,036 |
,389 |
,142 |
,007 |
|
В табл. 1 приведены также эмпирические значения критерия z-Колмогорова-Смирнова применяющегося для проверки выборок на соответствие их кривой нормального распределения.
Распределения по шкалам «Диффузное» (p = 0,012), «Эмоциональный» (p = 0,063), «Диссоциированное» (p = 0,036) и «Поведенческий» (p = 0,007) статистически значимо отличаются от нормального. Для сравнительного анализа между этими выборками использовался непараметрический критерий H-Краскела-Уоллеса. Исходя из результатов таблицы, распределения по шкалам «Одиночество» (p = 0,700), «Эмоциональный» (p = 0,389) и «Когнитивный» (p = 0,142) не отличаются от нормального. Для сравнительного анализа между группами использовался дисперсионный анализ несвязных выборок.
1. Сравнительный анализ трех групп по опроснику «Виды одиночества» (С.Г. Корчагина) с помощью H-критерия Крускела-Уоллиса дал следующие результаты (см. табл.2).
Таблица 2
|
Статистики критерия |
|||
|
Диффузное |
Отчуждающее |
Диссоциированное |
|
| Хи-квадрат |
1,004 |
1,144 |
5,943 |
| ст.св. |
2 |
2 |
2 |
| Асимпт. знч. |
,605 |
,564 |
,051 |
Эмпирические уровни значимости по критерию H-Краскала-Уоллеса по шкале «Диффузное» (p = 0,605) и по шкале «Отчуждающее» (p = 0,564) больше 5% уровня значимости (т.е. p > 0,05), следовательно, статистически достоверных различий между показателями этих шкал не обнаружено. По шкале «Диссоциированное» наблюдаются различия на уровне статистической динамики (p = 0,051 > 0,1).
2. Сравнительный анализ трех групп по результатам исследования степени переживания одиночества (шкала «Одиночество») с помощью однофакторного анализа дал следующие результаты (см. табл.3).
Таблица 3
|
Дисперсионный анализ |
|||||
|
Сумма квадратов |
ст.св. |
Средний квадрат |
F |
Знч. |
|
| Между группами |
237,624 |
2 |
118,812 |
7,760 |
,001 |
| Внутри групп |
1301,365 |
85 |
15,310 |
||
| Итого |
1538,989 |
87 |
|||
Рис.1. График средних по шкале «Одиночество»
Эмпирическое значение по критерию F-Фишера = 7,760 статистически значимо превышает критическое на уровне p = 0,001. Таким образом, вариативность внутри групп является случайной, а влияние возрастного фактора является преобладающим, т.е. изменчивость показателей одиночества или степени переживания одиночества зависит от возраста испытуемых. На рисунке 1 видно, что степень глубины переживания одиночества достигает своего пика в юношеском возрасте по отношению к двум другим возрастным этапам. Показатели, исходя из ключа методики С.Г.Корчагиной, варьируют в пределах нормы – от 17 до 27 баллов, т.е. подростки и юноши, как правило, испытывают неглубокое переживание возможного одиночества.
Сравнение трех групп по 3-х шкальной методике «Модифицированная шкала измерения одиночества UCLA» с помощью однофакторного анализа не выявило значимых различий, так как F = 0,903 (p = 0,409).
Таким образом, различия между группами были выявлены:
- по результатам исследования степени переживания одиночества (p = 0,001);
- по шкале «Диссоциированное» опросника «Виды одиночества» (p < 0,1).
По другим шкалам не выявлены статистически значимые различия. Выдвинутая гипотеза о существовании значимых различий в особенностях переживания одиночества в подростковом и юношеском возрасте частично подтверждена.
Коэффициенты корреляции между показателями по всем шкалам методик представлены в таблице 4.
Таблица 4
|
Корреляционная матрица |
||||||||
|
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
||
| 1. Одиночество |
1 |
|||||||
| 2. Диффузное |
,391** |
1 |
||||||
|
,000 |
||||||||
| 3. Отчуждающее |
,006 |
-,367** |
1 |
|||||
|
,953 |
,000 |
|||||||
| 4. Диссоциированное |
,282** |
,356** |
,192 |
1 |
||||
|
,008 |
,001 |
,074 |
||||||
| 5. Эмоциональный |
,093 |
,020 |
,136 |
-,018 |
1 |
|||
|
,391 |
,852 |
,208 |
,865 |
|||||
| 6. Когнитивный |
,187 |
-,062 |
,174 |
-,013 |
,596** |
1 |
||
|
,081 |
,565 |
,104 |
,905 |
,000 |
||||
| 7. Поведенческий |
,099 |
-,083 |
,077 |
,021 |
,562** |
,530** |
1 |
|
|
,358 |
,444 |
,476 |
,845 |
,000 |
,000 |
|||
| **. Корреляция значима на уровне 0.01 (2-сторон.). | ||||||||
Баллы по опроснику «Одиночество» значимо коррелируют с диффузным видом одиночества (r = 0,391; p < 0,000) и диссоциированным (r = 0,282; p < 0,01). Диффузное одиночество положительно связано с диссоциированным (r = 0,282; p < 0,01) и отрицательно с отчуждающим (r = -0,367; p < 0,000). Наличие отрицательной корреляции может означать, что переживание одиночества у юношей и подростков сочетается с личноcтно-коммуникативной направленностью на окружающих, в то время как отчуждающее одиночество характеризуется избеганием, потерей собственного «Я», саморастворением, отчуждением от себя самого.
Рис.2. Корреляционный граф
Полученная структура взаимосвязей была представлена в виде двух факторов манифестирующих по три переменные. Без использования метода главных компонент, одного из методов факторного анализа [6], гипотетически были введены две скрытые переменные, отвечающие за наличие линейных статистических связей корреляций между наблюдаемыми переменными. При анализе в один фактор объединяются сильно коррелирующие между собой переменные, как следствие происходит перераспределение дисперсии между компонентами и получается максимально простая и наглядная структура факторов. После объединения коррелированность компонент внутри каждого фактора между собой будет выше, чем их коррелированность с компонентами из других факторов.
Model Fit Summary: CMIN/DF=0,912, p = 0,505; GFI = 0,974; CFI = 1,00; RMSEA = 0,000
Рис.3. Структурная модель
В нашем случае получилась достаточно простая структура (см. рис.3), где мы ограничиваемся двумя наиболее информативными главными компонентами, причем они ортогональны. Однако, эти факторы трудно поддаются внятной интерпретации. Качество полученной структуры одиночества можно охарактеризовать как высокое, учитывая полученные индексы соответствия: p = 0,505 > 0,05; GFI = 0,974 > 0,95; CFI = 1,00; RMSEA = 0,000 < 0,05 [12].
Таким, образом, в результате нашего исследования мы обнаружили, что существуют качественные и количественные различия в переживании одиночества в подростковом и юношеском возрасте. Выявлено, что в юности чувство одиночества возникает чаще, чем в подростковом возрасте. Это связано с повышенным вниманием молодого человека к своему внутреннему миру и стремлению к уединению. В подростковом возрасте в состоянии одиночества чаще всего возникает скука, а в юности – печаль, которая также свойственна подросткам.
Библиографический список
- Корчагина С.Г. Психология одиночества: учебное пособие. М.: Московский психолого-социальный институт, 2008. 228 с.
- Пергаменщик Л.А. О создании надежного инструмента измерения одиночества [Текст] / Л.А. Пергаменщик, Н.Н. Лепешинский // Психологическая диагностика: Научно-методический и практический журнал. 2008. № 1. С. 21-34.
- Райгородский Д.Я. Практическая психодиагностика. Методики и тесты. Учебное пособие. Самара: БАХРАХ-М, 2002. С. 77-78.
- Сидоренко Е.В. Методы математической обработки в психологии. СПб.: Речь, 2007. 350 с.
- Остапенко Р.И. Особенности моделирования латентных изменений с помощью AMOS SPSS // Перспективы науки и образования. 2014. № 1 (7). С. 89-95.
- Остапенко Р.И. Математические основы психологии: учебно-методическое пособие для студентов и аспирантов психологических и педагогических специальностей вузов. Воронеж. : ВГПУ, 2010. 76 с.
- Остапенко Р.И. Особенности анализа лонгитюдных данных в психолого-педагогических исследованиях с помощью AMOS SPSS // Современные научные исследования и инновации. 2014. № 4 (36). С. 74.
- Остапенко Р.И. Структурное моделирование в психологии и педагогике: проблемы науки и образования // Перспективы науки и образования. 2013. № 2. С. 49-60.
- Остапенко Р.И. О корректности применения количественных методов в психолого-педагогических исследованиях // Перспективы науки и образования. 2013. № 3. С. 63-67.
- Остапенко Р.И. Краткий обзор и перспективы развития методов структурного моделирования в отечественной науке и практике // Перспективы науки и образования. 2013. № 5. С. 56-59.
- Остапенко Р.И. Латентное в социо-гуманитарном знании: понятие и классификация // Современные научные исследования и инновации. 2012. № 7 (15). С. 5.
- Остапенко Р.И. Структурное моделирование в науке и образовании: краткий обзор и перспективы развития // Современные научные исследования и инновации. 2013. № 9 (29). С. 30.