Эмоциональный тест М. Фордайса (оригинальное название Fordyce Emotions Questionnaire)  [1, с. 30] – экспресс-тест, измеряющий уровень субъективного счастья респондента. Экспресс-измерение уровня субъективного счастья может быть полезно в работе психологов самых различных профилей. Эмоциональный тест М. Фордайса используется также в рамках курса «Жизненной навигации» для оценки сформированности позитивных жизненных установок у студентов в МГГУ им. М.А. Шолохова [3].

На кафедре общей и практической психологии факультета психологии и управления человеческими ресурсами МГГУ им. М.А. Шолохова ведется работа по адаптации некоторых психодиагностических тестов позитивной психологии [4] [5]. В рамках этой работы было проведено исследование ряда психометрических параметров теста Фордайса, результаты изложены в данной статье.

В литературе мы обнаружили 2 русскоязычных версии теста. Первая, с 2-мя вопросами, предложена в русском издании книги М.Селигмана «Новая позитивная психология: научный взгляд на счастье и смысл жизни» [1]. В ней тест Фордайса выглядит так:

«Насколько счастливым или несчастным вы чувствуете себя в целом? Отметьте один вариант ответа — тот, который точнее других отражает ваши ощущения:

(10)    в высшей степени счастливым; (9)    очень счастливым; (8)    довольно-таки счастливым; (7)    серединка на половинку; (6)    иногда счастливым; (5)    нейтральным (ни счастливым, ни несчастным); (4)    слегка несчастным (чуть ниже нейтрального уровня); (3)    пожалуй, несчастным (жизнь немного тосклива); (2)    довольно-таки несчастным (испытываю легкую подавленность); (1)    глубоко несчастным (депрессия, подавленность); (0)    в высшей степени несчастным (острая депрессия сопровождает меня постоянно).

Какую часть времени (в среднем) вы проводите «на подъеме»? Как часто вы чувствуете себя несчастным? Насколько обычно для вас нейтральное состояние? Ответьте как можно точнее и так, чтобы в сумме ваши результаты составили 100 %:

В среднем я чувствую себя: счастливым — в течение … % всего своего времени; несчастным — в течение … % времени; ни счастливым, ни несчастным — в … %» [1, стр. 30].

Вторая версия, с 3-мя вопросами, представлена в книге А.С. Огнева «Персональный навигатор» [3]. В нашем исследовании мы использовали этот вариант теста.

Тест состоит из 3-х вопросов. Первый вопрос представляет собой оценочную шкалу. По ней респондент оценивает свои ощущения в плане счастливости/несчатливости. Отвечая на второй и третий вопросы, необходимо указать доли, отражающие, какое время респондент чувствует себя счастливым, несчастным или нейтрально в отношении переживания счастья.

Инструкция и вопросы Эмоционального теста Фордайса (в варианте с 3-мя вопросами):

«I. Насколько счастливым или несчастным вы чувствуете себя в

целом? Отметьте один вариант ответа — тот, который точнее других

отражает ваши ощущения:

(10) в высшей степени счастливым;

(9) очень счастливым;

(8) довольно-таки счастливым;

(7) серединка на половинку;

(6) иногда счастливым;

(5) нейтральным (ни счастливым, ни несчастным);

(4) слегка несчастным (чуть ниже нейтрального уровня);

(3) пожалуй, несчастным (жизнь немного тосклива);

(2) довольно-таки несчастным (испытываю легкую подавленность);

(1) глубоко несчастным (депрессия, подавленность);

(0) в высшей степени несчастным (острая депрессия сопровождает

меня постоянно).

Ответьте на две следующие группы вопросов как можно точнее и

так, чтобы в сумме ваши результаты составили 100%

II. Какую часть времени (в среднем) вы проводите «на подъеме»?

— в течение … % всего своего времени

Как часто вы чувствуете себя несчастным?:

— в течение … % всего своего времени

Насколько обычно для вас нейтральное состояние?

— в течение … % всего своего времени

III. В среднем я чувствую себя:

- счастливым — в течение … % всего своего времени;

- несчастным — в течение … % времени;

- ни счастливым, ни несчастным — в … %» [3, с. 95].

В тестовом исследовании приняли участие 358 человек в возрасте от 17 до 66 лет (средний возраст 26,67±0,48 года). 90 человек были мужского пола, 268 – женского. Большинство испытуемых были студентами МГГУ им. М.А. Шолохова.

Ретестовое исследование проводилось через 1,5 месяца после тестового. Повторно было опрошено 74 человека в возрасте от 17 до 59 лет (средний возраст 26,77±1,18 года). 14 мужчин и 60 женщин. Статистически значимых различий по параметрам возраста (критерий Манна-Уитни, p на уровне 0,05) и пола (φ-критерий,  p на уровне 0,05) между данными теста и ретеста обнаружено не было.

Средний балл по выборке (тестовое исследование) для первого вопроса (“Насколько счастливым или несчастным вы чувствуете себя…“) составил 7,37. При ретестовом исследовании – 7,18. Это немного больше аналогичного показателя для американской выборки («по результатам тестирования 3050 взрослых американцев средний уровень ответов на первый вопрос составил 6,92 балла» [1, с. 30]). При тестовом исследовании ответы на первый вопрос варьировали от 0 до 10, при ретестовом от 2 до 10. Среди ответов как при тесте, так и при ретесте преобладал ответ 8 («довольно-таки счастливым»). Так ответили более 160 человек из 358 при тестовом исследовании и 33 человека (из 74) при ретестовом. Таким образом, оценка себя как «довольно-таки счастливого» в российской популяции, по-видимому, является преобладающей.

Статистически значимых различий по 1-му вопросу теста между результатами тестового и ретестового исследований обнаружено не было (критерий Вилкоксона для p на уровне 0,05).

Также не было обнаружено различий по 1-му вопросу (как для показателей теста, так и  для результатов ретеста) между мужчинами и женщинами (критерий Манна-Уитни для p на уровне 0,05). Таким образом, данный вопрос не имеет гендерной специфичности.

Было обнаружено, что при ответах на 2 и 3 вопросы многие респонденты не выполнили требование инструкции о том, чтобы в сумме результаты по 3-м подпунктам вопроса составляли 100%. Для второго вопроса при тестовом исследовании доля правильно понявших инструкцию (сумма долей равна 100%) была 77,31%, для третьего вопроса – 79,55%. Для второго вопроса при ретестовом исследовании доля правильно понявших инструкцию (сумма долей равна 100%) составила 83,56%, для третьего вопроса – 80,82%. Один испытуемый ответил только на первый вопрос как при тесте, так и при ретесте. Таким образом, в процессе исследования была выявлена определенная проблема с пониманием инструкции теста (для 2 и 3 вопросов). При дальнейшей обработке данных по этим вопросам учитывались только правильно ответившие (сумма долей по вопросу 100%) респонденты.

Средняя доля по первой части второго вопроса («какую часть времени (в среднем) вы проводите «на подъеме») (тестовое исследование, для правильно понявших инструкцию – 268 человек) составила 50,43%. По второй части вопроса («как часто вы чувствуете себя несчастным») средняя доля составила 16,81%. Средняя доля по третьей части («насколько обычно для вас нейтральное состояние») – 32,18%. Для ретестового исследования (правильно ответивших был 61 человек) эти доли составили соответственно 46,62%; 16,79%; 40,28%.

Средняя доля по первой части третьего вопроса (доля времени, когда респондент чувствует себя счастливым) (тестовое исследование, для правильно понявших инструкцию – 266 человек) – 55,08%. По второй части вопроса (доля времени, когда респондент чувствует себя несчастным) – 15,24%. По третьей части («ни счастливым, ни несчастным») – 29,5%. Для ретестового исследования (правильно ответивших было 59 человек) эти доли составили соответственно 45,78%; 15,58%; 38,17%. В американской популяции эти доли: 54,13% (чувствует себя счастливым), 20,44% – несчастным, 25,43% –  нейтрально [1]. То есть американцы немного чаще, чем россияне, чувствуют себя несчастными и немного реже нейтрально.

Распределения результатов как по первому вопросу, так и по составляющим 2-го и 3-го вопросов не были нормальными (критерий Шапиро-Вилка для p на уровне 0,05) ни для результатов тестового исследования, ни для результатов ретеста, поэтому предпочтение при обработке отдавалось непараметрическим методам математической статистики.

Были рассчитаны корреляции между показателями теста и ретеста для 1-го вопроса, трех параметров 2-го вопроса и трех параметров 3-го вопроса (метод Спирмена, p на уровне 0,05). Все корреляции оказались статистически значимыми. При расчетах по 2 и 3 вопросам в расчет принимались только испытуемые, правильно понявшие инструкцию. Для первого вопроса: R=0,39, p=0,0005. Для первой доли второго вопроса: R=0,57, p=0,000009. Для второй доли второго вопроса: R=0,49, p=0,0002. Для третьей доли второго вопроса: R=0,46; p=0,0005. Для первой доли третьего вопроса: R=0,57, p=0,00002. Для второй доли третьего вопроса: R=0,51, p=0,0001. Для третьей доли третьего вопроса: R=0,51; p=0,0001.

Таким образом, тест показал высокий уровень ретестовой надежности.

Корреляции между вопросами теста также были значимыми. По тестовому исследованию. Между первым вопросом и первой долей второго вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=0,48, p<0,0000001. Между первым вопросом и второй долей второго вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=-0,45, p<0,0000001. Между первым вопросом и третьей долей второго вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=-0,19, p=0,0017 (здесь уровень взаимосвязи был меньше). Между первым вопросом и первой долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=0,57, p<0,0000001. Между первым вопросом и второй долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=-0,44, p<0,0000001. Между первым вопросом и третьей долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=-0,37, p<0,0000001. Между первой долей второго  вопроса и первой долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=0,7, p<0,0000001. Между второй долей второго вопроса и второй долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=0,83, p<0,0000001. Между третьей долей второго вопроса и третьей долей третьего вопроса (понявшие инструкцию правильно): R=0,72, p<0,0000001.

Похожие значимые корреляции наблюдались и для результатов ретестового исследования.

Был проанализирован также ряд показателей согласованности шкалы для трех параметров (уровень по 1-му вопросу, первая доля 2-го, первая доля 3-го): внутренняя непротиворечивость/согласованность (альфа Кронбаха) по всем 3-м вопросам, корреляции между  вопросом и общей суммарной шкалой (без соответствующего вопроса), уровень взаимосвязи между вопросом и другими вопросами, внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа), если соответствующий вопрос будет удален. Коэффициент (альфа) Кронбаха по 3-м вопросам для тестового исследования составил 0,62, что говорит о «сомнительном» уровне согласованности вопросов (достаточным считается уровень более 0,7). Корреляция между параметром и суммарным результатом по двум другим для первого вопроса была на уровне 0,45, для первой доли второго – на уровне 0,66, для первой доли третьего – на уровне 0,67. Квадрат множественной регрессии между исследующимся и другими 2-мя параметрами (взаимосвязь параметра и «группы» оставшихся парметров) для первого вопроса составил 0,22, для первой доли второго 0,44, для первой доли третьего 0,5. Альфа Кронбаха для оставшихся параметров при удалении изучаемого для 1-го вопроса была 0,79 (т.е. значительно возрастала по сравнению с показателем для 3-х вопросов и достигала приемлемого уровня), при удалении первой доли второго 0,12 (значительно понижалась), при удалении первой доли третьего 0,09 (значительно понижалась). Таким образом, 2 и 3 вопросы хорошо согласованы, первый же вопрос согласован со 2 и 3 хуже. Это подтверждают и более высокие показатели корреляции между 2 и 3 вопросами (по  сравнению с корреляциями между 1 и 2 или 1 и 3 вопросами). Учитывая то, что тест не позиционируется автором как шкала (все вопросы рассматриваются отдельно), результаты по согласованности вопросов теста не носят«принципиальный» характер.

Проверка валидности теста проводилась с помощью корреляционного анализа со сходными и противоположными по смыслу показателями (по результатам тестового исследования). Была обнаружена значимая обратная корреляция между ответами на первый вопрос теста и уровнем депрессии по тесту Бека (R=-0,42; p<0,0000001). Таким образом, показатель субъективного счастья Фордайса обратно коррелирует с «противопоставленным» счастью параметром – уровнем депрессии. Также  была обнаружена значимая прямая корреляция между ответами на первый вопрос теста и  уровнем субъективного благополучия по Шкале субъективного счастья С. Любомирски и Х. Леппер (R=0,51; p<0,0000001) (который мы рассматривали как «сходный» показатель). Для первой доли второго вопроса корреляция с уровнем депрессии по тесту Бека  была также значимой (R=-0,33; p<0,0000001). У результатов по первой доле второго вопроса теста с уровнем  субъективного благополучия по Шкале субъективного счастья С. Любомирски и Х. Леппер была прямая статистически значимая корреляция (R=0,47; p<0,0000001). Для первой доли третьего вопроса корреляция с уровнем депрессии по тесту Бека  была также значимой (R=-0,39; p<0,0000001). У результатов по первой доле третьего вопроса теста с уровнем  субъективного благополучия по Шкале субъективного счастья С. Любомирски и Х. Леппер также была прямая статистически значимая корреляция (R=0,5; p<0,0000001). Полученные результаты можно рассматривать как подтверждение валидности теста Фордайса.

Таким образом, исследование показало высокую ретестовую надежность теста М. Фордайса, его валидность, а также хорошую согласованность 2 и 3 вопросов теста. Дальнейшая работа по адаптации данного теста представляется полезной и важной.

В статье представлены результаты исследования психометрических показателей  русскоязычной версии теста «Опросник смысла жизни» [1, 2]. Обретение смысла жизни в современной позитивной психологии рассматривается как крайне важное позитивное качество личности [3].

Представленный в данной работе тест измеряет  уровень мотивации к поиску смысла жизни и осознания этого смысла. Тестпредложен американскими психологами (Университет штата Колорадо). Шкала состоит из десяти утверждений, степень своего согласия с которыми респондент  должен оценить по семибалльной шкале.

В настоящее время на кафедре общей, возрастной  и педагогической психологии (ранее на кафедре общей и практической психологии) Института психологии, педагогики и управления человеческими ресурсами МГГУ им. М.А. Шолохова ведется работа по переводу на русский язык и адаптации некоторых психодиагностических тестов позитивной психологии [4-10]. В рамках этой работы был осуществлен перевод теста «Опросник смысла жизни» на русский язык [9] и проведено исследование ряда психометрических параметров этого теста.

Статистические расчеты проводились с применением программы Statistiсa 6.

Описание шкалы

Название (русскоязычное):  Опросник смысла жизни.

Что измеряет: уровень мотивации к поиску смысла жизни и осознания этого смысла.

Оригинальное название: Meaning in Life Questionnaire (MLQ).

Авторы:  Michael F. Steger, Patricia Frazier, Shigehiro Oishi, Matthew Kaler.

Для адаптации теста нами был сделан его оригинальный перевод на русский язык.

Инструкция: Пожалуйста, уделите немного времени тому, чтобы подумать о том, что делает Вашу жизнь важной и значащей для Вас. Пожалуйста, оцените следующие утверждения настолько честно и точно, насколько Вы можете, помните также, что это очень субъективные вопросы и что на них нет правильных и неправильных ответов. Пожалуйста, отвечайте согласно представленной ниже шкале.

Шкала оценки утверждений:

1 – абсолютно неверно;

2 – в основном неверно;

3 – до определенной степени неверно;

4 – не могу сказать, верно или нет;

5 – до определенной степени верно;

6 – в основном верно;

7 – абсолютно верно.

Утверждения.

 1. Я понимаю смысл моей жизни.

 2. Я всегда стараюсь найти в жизни что-то, что заставит меня почувствовать, что моя жизнь наполнена смыслом.

 3. Я всегда стремлюсь найти цель в жизни.

 4. В моей жизни есть четкое понимание цели.

 5. У меня есть четкое понимание того, что наполняет мою жизнь смыслом.

 6. Я уже нашел удовлетворяющую меня цель жизни.

 7. Я всегда ищу чего-то, что заставит меня почувствовать значимость моей жизни.

 8. Я ищу цель или миссию в жизни.

 9. У меня нет четкой цели в жизни.

 10. Я ищу смысл моей жизни.

«Прямые» пункты: 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8 ,10.

«Обратный» пункт: 9.

Обработка результатов (основная шкала): суммируются баллы по 10 утверждениям. При этом по пункту 9 прибавляется не число, соответствующее ответу испытуемого, а число 8-X (где X ответ респондента по пункту 9).

В этом тесте можно «набрать» от 7 до 70 баллов.

Набранный балл показывает уровень мотивации к поиску смысла жизни и осознания этого смысла респондентом.

Субшкалы.

Субшкала Наличия (Присутствия [смысла жизни]) (Presence).

Суммируются баллы по пунктам 1, 4, 5, 6, затем прибавляется результат по пункту  9 с «обратным» кодом (то есть число 8-X, где X ответ респондента по пункту 9).

В эту субшкалу входят 5 пунктов. Результат может находиться в диапазоне от 5 до 35 баллов.

Субшкала Поиска [смысла жизни] (Search).

Суммируются баллы по пунктам 2, 3, 7, 8 и 10.

В эту субшкалу также входят 5 пунктов. Результат может находиться в диапазоне от 5 до 35 баллов.

Показатель по основной шкале равен сумме показателей по двум субшкалам.

Результаты исследования психометрических показателей Опросника смысла жизни на российской выборке

Выборка.

В тестовом исследовании по данной шкале приняли участие 357 человек в возрасте от 17 до 66 лет (средний возраст 26,56±0,48 года). 91 мужчина и 266 женщин. Ретестовое исследование проводилось через 1,5 месяца после тестового. Был исследован 71 человек в возрасте от 17 до 59 лет (средний возраст 26,54±1,215 года) из ранее опрошенных в ходе тестового исследования, 14 мужчин и 57 женщин. В качестве испытуемых выступали студенты и преподаватели МГГУ им. М.А. Шолохова, а также студенты других вузов г. Москвы и работники предприятий г. Москвы различного профиля. Тестовая и ретестовая выборки по показателям пола (критерий Фишера [угловое преобразование]; p>0,05) и возраста (критерий Манна-Уитни; p>0,05) были статистически однородными.

Распределения.

Распределения результатов по отдельным утверждениям (по каждому из десяти утверждений) не были нормальными (критерий Шапиро-Вилка для p на уровне 0,05) ни для результатов теста, ни для результатов ретеста. Для интегрального показателя для теста распределение не было нормальным (критерий Шапиро-Вилка для p на уровне 0,05), для интегрального показателя ретеста распределение было нормальным (различий между эмпирическим распределением и ожидаемым нормальным распределением выявлено не было, критерий Шапиро-Вилка на уровне 0,05 [p=0,64]). Учитывая отсутствие нормальных распределений по большинству изучавшихся показателей, предпочтение при статистической обработке отдавалось непараметрическим методам.

Полученные результаты.

Тест. Результаты представлены в Таблице 1.

Таблица 1. Результаты по тестовой выборке.

Ретест. Результаты представлены в Таблице 2.

Таблица 2. Результаты по ретестовой выборке.

Полученные результаты показывают для теста наличие в выборке всех вариантов ответа по каждому утверждению, для ретеста – отсутствуют ответы «абсолютно неверно» (вариант 1) для пунктов 2 и 3.

Результаты отдельно для подгрупп мужчин и женщин (по результатам тестового исследования) представлены в Таблицах 3 и 4.

Таблица 3. Мужчины. Результаты по тестовой выборке.

 Таблица 4. Женщины. Результаты по тестовой выборке.

Был проведен анализ различий между подгруппами мужчин и женщин для результатов тестового исследования (использовался критерий Манна-Уитни при pна уровне 0,05). Результаты представлены в Таблице 5.

Таблица 5. Анализ различий между мужчинами и женщинами.

Как видно из Таблицы 5, статистически значимых различий между подгруппами, организованными по гендерному признаку, не обнаружено ни для суммарных показателей шкалы (то есть, суммарные показатели шкалы гендерной специфичностью не обладают), ни для большинства результатов по отдельным утверждениям. Единственным пунктом, для которого существуют гендерные различия, был пункт 9. При этом для мужчин характерен более высокий уровень «обратного» показателя по этому пункту (соответственно – более низкий по «прямому» – средние по этому пункту для «прямого» показателя: 2,71 для мужчин и 3,12 для женщин). То есть, мужчины реже, чем женщины,  соглашаются с утверждением «У меня нет четкой цели в жизни».

Ретестовая надежность.

Для проверки ретестовой надежности шкалы и ее параметров были рассчитаны корреляции (метод Спирмена, p<0,05) между показателями теста и ретеста для всех показателей.

Корреляции между результатами теста и ретеста для отдельных пунктов шкалы.

Пункт 1. R=0,59, p<0,0000001. Корреляция статистически значима.

Пункт 2. R=0.43, p=0,0002. Корреляция статистически значима.

Пункт 3. R=0,43, p=0,0002. Корреляция статистически значима.

Пункт 4. R=0,59, p<0,0000001. Корреляция статистически значима.

Пункт 5. R=0,5, p=0,000007. Корреляция статистически значима.

Пункт 6. R=0,38, p=0,0001. Корреляция статистически значима.

Пункт 7. R=0,46, p= 0,00006. Корреляция статистически значима.

Пункт 8. R=0,32, p=0,007. Корреляция статистически значима.

Пункт 9. R=0,47, p=0,00003. Корреляция статистически значима.

Пункт 10. p=0,22. Корреляция статистически не значима.

Сумма баллов (общая шкала). R=0,53, p= 0,000002. Корреляция статистически значима.

Субшкала Наличия. R=0,6, p<0,0000001. Корреляция статистически значима.

Субшкала Поиска. R=0,5, p= 0,000007. Корреляция статистически значима.

Таким образом, для суммарных показателей и для всех пунктов шкалы, кроме пункта 10, обнаружены статистически значимые положительные корреляции между результатами теста и ретеста. В целом, ретестовая надежность шкалы высокая.

Внутренняя согласованность интегральных показателей шкалы.

Для тестового исследования между большинством пар параметров шкалы (результатами по отдельным утверждениям и суммарным показателем) обнаружены статистически значимые положительные корреляции (метод Спирмена, p<0,05). Отсутствуют значимые корреляции между результатами по пунктам 1 и10, 5 и 10, 6 и 10, 7 и 9, 8 и 9, 9 и 12, 10 и 12, 9 и субшкалой поиска (пункт 9 входит в субшкалу наличия).

Был также рассчитан средний показатель корреляции между пунктами (по методу Пирсона) (averageinter-itemcorrelation). Он составил 0,24 (меньше, чем для большинства других изучавшихся нами тестов).

Рассчитанная для результатов тестового исследования корреляция (метод Спирмена, p<0,05) межу суммой первых 5 пунктов теста и суммой последних 5-ти (пункт 9 рассчитывался как обратный) оказалась высокой. R=0,59. p<0,0000001. Это дополнительно подтвердило корреляционную согласованность пунктов опросника.

В целом, полученные результаты обнаруживают определенную корреляционную согласованность образующих интегральные показатели пунктов шкалы между собой и взаимосвязь интегральных показателей шкалы и образующих их пунктами.

Внутренняя согласованность по Кронбаху (α, для тестового исследования, по всем пунктам шкалы) составила 0,7815. Такой уровень внутренней согласованности может оцениваться как «достаточный» (>0,7).

Был проанализирован также ряд других показателей внутренней согласованности шкалы (по результатам тестового исследования): корреляции между  результатами по пункту и общей суммарной шкалой без учета соответствующего пункта; уровень взаимосвязи между пунктом и другими пунктами (квадрат множественной регрессии); внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа), если соответствующий пункт будет удален. Результаты представлены в Таблице 6.

Таблица 6. Показатели внутренней согласованности общей шкалы.

I – Пункт шкалы.

II – Корреляция между  результатами по пункту и общей суммарной шкалой без учета соответствующего пункта.

III – Уровень взаимосвязи между пунктом и другими пунктами (квадрат множественной регрессии).

IV – Внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа Кронбаха), если соответствующий пункт будет удален.

Как видно из таблицы, корреляции между результатами по пункту и общей суммарной шкалой (без соответствующего пункта) – высокие для всех пунктов, кроме пункта 10, положительные для всех пунктов. Уровни взаимосвязи между пунктом и другими пунктами (квадрат множественной регрессии) – достаточно высокие для всех пунктов. Внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа Кронбаха), если соответствующий пункт будет удален, – «хорошая» для всех пунктов, однако при удалении пунктов 9 и 10 наблюдается некоторое (незначительное, особенно для пункта 9) повышение согласованности по сравнению с показателем для всех десяти пунктов. То есть, эти пункты влияют на согласованность шкалы негативно.

Наиболее «проблемным» с точки зрения согласованности шкалы является пункт 10.

В целом общая шкала теста на склонность Опросника смысла жизни обладает хорошей внутренней согласованностью.

Результаты анализа согласованности субшкалы Наличия представлены в таблице 7.

Таблица 7. Показатели внутренней согласованности субшкалы Наличия.

I – Пункт шкалы.

II – Корреляция между  результатами по пункту и общей суммарной шкалой без учета соответствующего пункта.

III – Уровень взаимосвязи между пунктом и другими пунктами (квадрат множественной регрессии).

IV – Внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа Кронбаха), если соответствующий пункт будет удален.

Альфа Кронбаха для субшкалы Наличия равна 0,8155 («высокий» уровень согласованности). Средняя корреляция между пунктами субшкалы равна 0,498 (высокий уровень корреляции).

В целом показатели согласованности для субшкалы Наличия хорошие. Наихудшие – для пункта 9 (коэффициент Кронбаха повышается при удалении этого пункта, уровень взаимосвязи с другими пунктами шкалы – наименьший среди всех пунктов), хотя они представляются достаточными и для этого пункта.

Результаты анализа согласованности субшкалы Поиска представлены в таблице 8.

Таблица 8. Показатели внутренней согласованности субшкалы Поиска.

I – Пункт шкалы.

II – Корреляция между  результатами по пункту и общей суммарной шкалой без учета соответствующего пункта.

III – Уровень взаимосвязи между пунктом и другими пунктами (квадрат множественной регрессии).

IV – Внутренняя непротиворечивость шкалы (коэффициент альфа Кронбаха), если соответствующий пункт будет удален.

Альфа Кронбаха для субшкалы Поиска равна 0,732 («достаточный» уровень согласованности). Средняя корреляция между пунктами субшкалы равна 0,386 (достаточно высокий уровень корреляции).

В целом показатели согласованности для субшкалы Поиска хорошие. Наихудшие – для пункта 10 (коэффициент Кронбаха повышается при удалении этого пункта, уровень взаимосвязи с другими пунктами шкалы – наименьший среди всех пунктов), хотя они представляются достаточными и для этого пункта.

Анализ «близости» пунктов шкалы.

Проведенный факторный анализ (метод главных компонент без вращения) для результатов тестового исследования позволил выделить 1 фактор (рассматривались пункты, для которых факторные нагрузки по абсолютному значению больше 0,7). Он  объединил пункты с 1 по 6 (факторные нагрузки для этих пунктов были более 0,7 по абсолютному значению, все факторные нагрузки одного знака – отрицательные). Это утверждения без слова «ищу» (в отличие от пунктов 7, 8 и 10) и «прямые» (в отличие от пункта 9, который является «обратным»). Обнаруженный фактор не совпадает с субшкалами теста.

Проведенный кластерный анализ (метод Евклидовых расстояний) (также для результатов тестового исследования) показал близость ответов по пунктам 2 и 3, а также 1. 4, 5 и 6. Также близки 2 этих кластера между собой. Этот результат совпадает с данными факторного анализа. Наиболее «отстоят» от других пунктов пункты 10 и 9 (обр.).

Можно предположить, что результаты факторного и кластерного анализа больше детерминированы формулировками, чем смыслом утверждений. Вообще, утверждения этой шкалы очень близки по смыслу, поэтому разработать на их основе какие-то еще субшкалы представляется затруднительным.

Валидность шкалы.

Проверка валидности теста проводилась с помощью корреляционного анализа  (метод Спирмена) со сходными и противоположными по смыслу показателями (по результатам тестового исследования).

В качестве «сходного» параметра был выбран уровень субъективного благополучия по Шкале субъективного счастья С. Любомирски и Х. Леппер [6, 11]. Результаты анализа представлены в Таблице 9.

Таблица 9. Корреляции со «сходным» параметром. По результатам тестового исследования.

Таким образом, для пунктов 1-6, 9, для субшкалы Наличия и для общего суммарного  показателя шкалы были выявлены значимые положительные корреляции со сходным параметром (в качестве которого использовался уровень субъективного благополучия по шкале С. Любомирски и Х. Леппер) (по результатам тестового исследования). «Сила» корреляции для общего суммарного показателя невысокая (0,23). Для пунктов 7, 8 и для субшкалы Поиска статистически значимых корреляций обнаружено не было. Для пункт 10 вообще были обнаружена значимая отрицательная корреляция (правда, достаточно слабая, 0,12 по модулю). Получается, что счастливые люди не ищут смысл жизни (формулировка пункта 10: «Я ищу смысл моей жизни») и наоборот – несчастные ищут этот смысл.

Интересно, что наличие смысла жизни (субшкала Наличия) положительно коррелирует с уровнем субъективного благополучия (счастьем), а вот склонность к поиску смысла жизни (субшкала Поиска) – не коррелирует.

В качестве «противоположного» показателя использовался уровень депрессии по тесту А. Бека [12]. Результаты анализа представлены в Таблице 10.

Таблица 10. Корреляции с «противоположным» параметром. По результатам тестового исследования.

Таким образом, обнаружены статистически значимые отрицательные корреляции с условно «противопоставленным» показателем – уровнем депрессии по А. Беку – для пунктов 1-6, 9 (обр.), субшкалы Наличия и для общего суммарного показателя шкалы. Для пунктов 7, 8, 10 и субшкалы Поиска значимых корреляций не обнаружено.

Поскольку была обнаружена статистически значимая обратная корреляция между общим интегральным показателем теста и уровнем депрессии по тесту Бека (противопоставленным параметром), а также прямая корреляция между этим показателем (общей суммой)и условно сходным параметром, полученные результаты позволяют говорить об исследуемой шкале в целом как о валидной.

Однако из двух субшкал теста лишь субшкала Наличия оказалась валидной. Для нее также обнаружены прямая корреляция со сходным и обратная с противопоставленным параметрами. Для субшкалы Поиска этих корреляций не наблюдается. Таким образом, субшкала Поиска валидности в проведенном исследовании не обнаружила.

 Для ряда пунктов шкалы также были обнаружены значимые положительные корреляции со сходным и значимые отрицательные корреляции с противопоставленным параметрами.

В целом, результаты проведенного исследования обнаружили высокую ретестовую надежность русскоязычной версии теста Опросник смысла жизни» (MLQ) (как общей суммарной шкалы, так и субшкал Наличия и Поиска), его достаточно  хорошую внутреннюю  согласованность (также как для общей суммарной шкалы, так и для субшкал), дают возможность говорить о валидности отдельных интегральных показателей теста (общей суммарной шкалы и субшкалы Наличия) (при этом субшкала Поиска валидности не обнаружила). Возможно, имеет смысл в будущих исследованиях и практической работе отдавать большее предпочтение выделенной из этого теста субшкале Наличия (присутствия смысла жизни) из 5 вопросов (использовать ее отдельно, как самостоятельный тест). Предполагается, что представленный вариант теста может быть использован при работе с русскоязычными испытуемыми в научных психологических исследованиях, а также в работе психологов-практиков и психотерапевтов, ориентированных на позитивную психологию, экзистенциальную психотерапию, личностный рост клиента.