Психометрика русской версии шкалы потребности в познании

к тому или другому виду. При этом в случае предпочтения центральной обработки можно говорить о выраженности у данного человека «потребности в познании», той самой «тенденции увлекаться и наслаждаться мыслительным процессом». С другой стороны, склонность индивида к периферийной обработке информации выражена в низкой потребности в познании, представлении о мыслительном процессе как о трудном и малоприятном мероприятии, которого по возможности следует избегать (Carter, Hall, Carney, & Rosip, 2006;

Таким образом, потребность в познании определяет индивидуальные различия в когнитивной мотивации вовлекаться и получать удовольствие от решения сложных когнитивных задач (Cacioppo, Petty, Feinstein, & Jarvis, 1996). Это, в свою очередь, предсказывает формирование более последовательных суждений, дающих защиту от стереотипов и предубеждений (Petty et al., 2009). Не следует, однако, считать, что потребность в познании напрямую предполагает рациональность мышления. Напротив, склонность к глубокому познанию сама по себе не предполагает рациональности; в той степени, в которой мыслительные процессы индивида находятся под влиянием иррациональной интуиции, эмоций или образов, последствия такого глубокого размышления могут быть и нерациональными (Epstein & Pacini, 1999; Miniard, Bhatla, Lord, Dickson, & Unnava, 1991; Petty et al., 2009).

Одно из главных направлений, где применяется потребность в познании, — это изучение социальных установок и убеждения. Есть масса свидетельств тому, что потребность в познании предсказывает формирование установок на основе углубленного анализа релевантной информации, содержащейся в сообщении убеждения (напр., Cacioppo, Petty, & Morris, 1983; Chang, 2007). Напротив, низкие значения потребности в познании предсказывают ориентацию индивида при убеждении на простые ключи: например, привлекательность и правдоподобие источника информации (Haugtvedt et al., 1992; Priester & Petty, 1995) или собственное эмоциональное состояние (Briñol, Petty, & Barden, 2007;

Однако при определенных условиях и низкие значения потребности в познании не исключают глубины обработки информации. Среди таковых — высокая личная релевантность сообщения (Axsom, Yates, & Chaiken, 1987), неопределенность в отношении коммуникации (Priester & Petty, 1995; Ziegler, Diehl, & Ruther, 2002), увлекательность медиа, посредством которого сообщается информация (Bakker, 1999;

Высокие значения в потребности в познании предсказывают формирование более сильных установок (т.е. с большим доступом к информации из памяти, устойчивым к изменениям, имеющим большее влияние на последующее поведение; Haugtvedt & Petty, 1992;

Потребность в познании предсказывает увеличение метакогниций — процесса размышления над собственными мыслями (Petty, Briñol, Tormala, & Wegener, 2007). Люди с высокой потребностью в познании более вероятно размышляют над процессом изменения или сохранения своих установок. Они обычно осознают больше мыслей, которые они спродуци-ровали для своих суждений, и, как следствие, обладают большей уверенностью в своем мнении (Barden & Petty, 2008). Изменяя свои установки, индивиды с высокой потребностью в познании более уверены в них, чем индивиды с низкой потребностью в познании, вероятно, полагая, что они рассмотрели все стороны проблемы и не проявили однобокость (Rucker & Petty, 2004; Rucker, Petty, & Briñol, 2008). Если же индивиды с высокой потребностью в познании эффективно противостоят убеждению, то они могут стать еще более уверенными в своих установках, вероятно оказываясь под впечатлением от того, как им удалось противостоять суггестивному натиску (Petty, Tormala, & Rucker, 2004;

Высокая потребность в познании предсказывает склонность рассматривать больше альтернатив (Levin, Huneke, & Jasper, 2000) и искать больше дополнительной информации (Yang & Lee, 1998), прежде чем принимать окончательное решение. Опять-таки не следует полагать, что высокая потребность в познании обеспечивает большую непредубежденность в социальном познании: индивиды с высокой потребностью в познании могут принимать искаженные решения, например, если они прилагали к данному вопросу максимум усилий (Graham, 2007; Petty et al., 2009).

Потребность в познании положительно коррелирует с переживанием осознанных сновидений, представляющих собой осознавание индивидом того, что он в данный момент спит и видит сон (Blagrove & Hartnell, 2000;

В контексте прикладных исследований конструкт потребности в познании в основном проявил себя в связи с потребительским поведением. Однако потребность в познании потенциально может быть пригодна и в исследованиях, проводимых в других прикладных сферах. Так, потребность в познании может влиять на принятие судебных решений, в том числе на поведение присяжных (напр., Leippe, Eisenstadt, Rauch, & Seib, 2004; Sargent, 2004). Увеличение потребности в познании способствует усилению связи между когнитивными ожиданиями индивида от употребления алкоголя и соответствующим питьевым поведением (Hittner, 2004).

Масса исследований показывает, что потребность в познании связана с чертами личности: в частности, положительно связана с когнитивной инновационностью (Venkanraman & Price, 1990), потребностью в аффекте (Maio & Esses, 2001), самооценкой (Osberg, 1987); отрицательно — с догматизмом (Cacioppo & Petty, 1982), потребностью в близости (Webster & Kruglianski, 1994), тревожностью (Olson, Camp, & Fuller, 1984). Из черт Большой Пятерки потребность в познании была значительно связана с добросовестностью и открытостью опыту (Costa & McCrae, 1992;

Потребность в познании умеренно коррелирует с вербальным интеллектом (напр., Bors, Vigeau, & Lalande, 2006; Fleischhauer et al., 2010; Tidwell, Sadowski, & Pate, 2000), успеваемостью в колледже (напр., Cacioppo & Petty, 1982;

Шкала потребности в познании зарекомендовала себя как валидный и надежный тест, не варьирующийся в связи с полом, социальной желательностью, тестовой тревожностью или когнитивными стилями респондента (Cacioppo & Petty, 1982; Cacioppo, Petty, Feinstein, & Jarvis, 1996;

Учитывая широкое распространение исследований потребности в познании, изначально мы исходили из того, что существует и русскоязычная версия NCS. Однако эти ожидания не оправдались. Используя поисковую систему научной базы данных 25 апреля 2011 г., установив в зоне поиска «потребность в познании» как ключевые слова, нами была обнаружена ссылка лишь на одну статью Мартина, Ланга и Вонга (2006), представляющей собой перевод статьи, опубликованной в Journal of Advertising годом ранее. Поисковая система обнаружила несколько тысяч ссылок на запрос «потребность в познании». Правда, похоже, что ни одна из них не относится к рассматриваемому здесь предмету, а первой ссылкой в данном запросе оказалась работа Б.Г. Ананьева «Человек как предмет познания».

Таким образом, разработка русскоязычной версии Шкалы потребности в познании представляется актуальной задачей. В рамках данного исследования мы планировали создать русский перевод NCS, изучить внутреннюю согласованность получившегося на его основе теста, изучить его конкурентную и инкрементную валидность.

Метод

Участники. Общую выборку составили 482 чел., проживающих в Перми, в возрасте от 16 до 55 лет (M=20.83; SD=5.91), из них 164 чел. — мужчины, а 317 — женщины.

Методики. Шкала потребности в познании. Использовалась укороченная версия шкалы потребности в познании (Need for Cognition Scale; Cacioppo et al., 1984), состоящая из 18 пунктов с диапазоном ответов от 1 (полностью не согласен) до 5 (полностью согласен). Русскоязычная версия NCS была получена в результате процедур прямого и обратного перевода NCS. Сначала автор статьи перевел оригинальную версию на русский язык. Затем независимый переводчик, свободно владеющий английским языком, перевел полученный русский вариант на английский язык. Наконец, оригинальный текст Шкалы потребности в познании (ШПП) был сопоставлен с итоговым английским текстом, на основании чего были внесены коррективы в русский текст Шкалы, ставший окончательным. α Кронбаха ШПП составила на полной выборке α=.82, что соответствует значениям высокосогласованной шкалы.

Big Five Inventory . 200 чел. из общего состава выборки наряду с ШПП выполняли личностный вопросник Big Five Inventory (BFI; John et al., 1991, 2008; Щебетенко, Вайнштейн, неопубл.). Этот тест выполняет функции, аналогичные другим известным тестам Большой Пятерки, состоит из 44 пунктов и измеряет 5 общих черт личности: экстраверсию, доброжелательность, добросовестность, нейротизм и открытость опыту. На основе ранее проведенных исследований (см. обзор выше) мы предполагали, что ШПП будет положительно коррелировать с добросовестностью, открытостью опыту, экстраверсией, отрицательно — с ней-ротизмом.

Шкала правого авторитаризма . 80 участников выполняли 22-пунктную русскую версию Шкалы правого авторитаризма (ШПА; RightWing Authoritarianism Scale; Altemeyer, 1988, 2006; Щебетенко, Токарев, неопубл.). Правый авторитаризм предполагает приверженность социальным традициям, подчинение властям, считаемым индивидом легитимными, агрессивные намерения в отношении аут-групп, обозначенных в качестве таковых этими властями (Altemeyer, 1988). В ШПА используется 9-бальный (-4 = абсолютно не согласен , +4 = абсолютно согласен ) формат ответа. Внутренняя согласованность ШПА в нашем исследовании составила α=.74. С учетом корреляции NC с догматизмом, полученной Cacioppo and Petty (1982), мы ожидали, что потребность в познании будет отрицательно коррелировать с правым атворитаризмом.

Результаты

В плане обеспечения внутренней согласованности ШПП 18 пунктов были подвергнуты последовательно эксплораторному и конфирматор-ному факторным анализам.

По результатам эксплораторного факторного анализа и с использованием метода каменистой осыпи был зафиксирован один достоверный фактор. При этом факторные веса для каждого пункта в этом факторе превышали |fij|>.31 (табл. 1). Этот результат согласуется с данными оценки α Кронбаха, свидетельствующим о приемлемой внутренней согласованности ШПП. Распределение индивидуальных значений потребности в познании достоверно приближалось к нормальному, M=3.24, Me=3.28 (рис. 1).

В то же время доля объясненной дисперсии данным фактором оказалась весьма низкой, 26.41% (см. рис. 2). Такая картина могла явиться следствием нулевых или слабых корреляций в ряде случаев отдельных пунктов ШПП. Кроме того, конфирматорный факторный анализ лишь в тенденции поддержал модель с включением 18 наблюдаемых переменных, образующих 1 латентный фактор, χ2(135)= 563.36, p<.001, CFI=.76, RMSEA=.081 (рис. 3).

Хотя в целом ни один из пунктов не противоречил общей структуре Шкалы, регрессионные веса и факторные нагрузки отдельных пунктов оказались весьма умеренными.

В такой ситуации мы попробовали осуществить оптимизацию Шкалы посредством сокращения числа пунктов, имеющих наименьшие факторные нагрузки и регрессионные коэффициенты. Далее каждая из комбинаций была оценена на пригодность посредством кон-фирматорного факторного анализа (табл. 2).

В целом удалось приблизиться к рекомендованным значениям индексов, а сравнительно оптимальное сочетание значений χ2/df, CFI, RMSEA и α наблюдалось в версии ШПП, включавшей в себя 10 пунктов. Данная конфигурация пунктов дала образование одной статистически значимой компоненты (табл. 3), объяснившей 34.31% дисперсии (рис. 4). Распределение значений по вновь образованной переменной также достоверно (хотя и с некоторым снижением в сравнении с 18-пунктной ШПП) приближалось к нормальному, M=3.21, Me=3.30 (рис. 5).

Следует также отметить, что варьирование значений по «классическому» 18-пунктному варианту ШПП практически воспроизводилось варьированием значений по 10-пунктной версии ШПП, r(482)=.93.

Конкурентная (текущая) валидность . Как отмечалось ранее, для оценки валидности ШПП часть общей выборки, составившая 200 чел., заполняла вопросник BFI, а еще одна часть выборки (80 чел.) выполняла Шкалу правого авторитаризма.

Потребность в познании высокозначимо коррелировала (табл. 4) с показателем открытости опыту, так что рост потребности в познании предсказывал высокую открытость опыту. С прочими подшкалами Большой Пятерки, в том числе — с добросовестностью, ШПА не коррелировала. Кроме того, потребность в познании оказалась значимо отрицательно связанной с правым авторитаризмом, так что правый авторитаризм предсказывает низкие значения потребности в познании. Была также обнаружена значительная тенденция к сокращению потребности познания с возрастом1. Наконец, потребность в познании не варьировалась в связи с полом участника исследования, t(479)<1. Коэффициенты корреляции и t-критерия, полученные посредством 18-пунктной и 10-пунктной вариантов ШПП, значимо не различались между собой.

Инкрементная валидность. С учетом того, что открытость опыту также коррелировала с правым авторитаризмом, r(80)=-.28, p=.013, возникла возможность оценки инкрементной (дифференциальной) валидности ШПП. В частности, мы предположили, что потребность в познании может элиминировать (или объяснять) связь открытости опыту с правым авторитаризмом. Для этого с помощью множественного регрессионного анализа был проведен медиационный анализ в соответствии со схемой, предложенной Baron and Kenny (1986). При этом открытость опыту выступала как основной предиктор, правый авторитаризм — как зависимая переменная, а потребность в познании — как медиатор.

Действительно (рис. 6), потребность в познании достоверно опосредовала связь открытости опыту с правым авторитаризмом, Z Со-беля=2.76, p=.006; иначе говоря, эту связь можно объяснять вкладом потребности в познании в эти переменные.

Таблица 1. Факторизация 18 пунктов Шкалы потребности в познании (метод главных компонент, вращение варимакс). Факторные веса |f ij |<.30 опущены.						Таблица 3. Факторизация 10 пунктов Шкалы потребности в познании (метод главных компонент, вращение Варимакс) Матрица компонент
	Матрица компонентd
			Компонента				Компонента
	1	2	3	4	5		—
nfd	,319	,468	,332		,422		1
nfc2	,558	,398		,360		nfc3	.646
nfc3	,561	-,315			,316	nfc4	.701
nfc4	,652					nfc5	.671
nfc5	,610
nfc6	,622			-,301		nfc6	.619
nfc7	,399		,340			nfc7	.439
rife В	,525	-.326		,432		nfc9	.555
rife 9	,531		,476			nfc11	.554
nfdO	.317		-,668			nfc12	.631
nfd 1	,615	,318
nfd 2	,599				-,312	nfc16	.560
nfd3	,627	.317				nfc17	.411
nfd 4	,437			-,600
nfd 5	,327	,514			-,400
nfd 6	,518
nfd 7	,362				-,362
nfd 8	,446

Метод выделения: Анализ методом главных компонент.

а. Извлеченных компонент: 5

Таблица 2. Статистика альтернативных структур Шкалы потребности познания (конфирматорный факторный анализ)

Структура	χ2 (df)	χ2/df	CFI	RMSEA	α
18 пунктов	563.36 (135)	4.17	.760	.081	.82
17 пунктов (- п. 1)	489.48 (119)	4.11	.779	.080	.82
16 пунктов (- пп. 1, 10)	419.59 (104)	4.03	.802	.079	.82
15 пунктов (- пп. 1, 10, 15)	360.84 (90)	4.01	.821	.079	.83
14 пунктов (- пп. 1, 10, 15, 18)	312.62 (77)	4.06	.834	.080	.82
13 пунктов (- пп. 1, 7, 10, 15, 18)	279.59 (65)	4.30	.840	.083	.82
11 пунктов (+ пп. 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 11, 12, 16, 17)	157.54 (44)	3.58	.890	.073	.80
10 пунктов (+ пп. 3, 4, 5, 6, 7, 9, 11, 12, 16, 17)	120.79 (35)	3.45	.903	.071	.78
9 пунктов (+ пп. 3, 4, 5, 6, 7, 9, 11, 12, 16)	101.08 (27)	3.74	.910	.076	.78
8 пунктов (+ пп. 3, 4, 5, 6, 9, 11, 12, 16)	89.84 (20)	4.49	.910	.085	.78

Примечание . df — степени свободы; CFI — сравнительный индекс пригодности (comparative fit index); RMSEA — корень из среднего квадрата ошибки аппроксимации (root mean square error of approximation); α — α Кронбаха.

Таблица 4. Конкурентная валидность Шкалы потребности в познании (корреляционный анализ Пирсона)

		ПП (18)	ПП (10)	возраст	Э	ДЖ	дс	Н	ОО	ПА
потребность в познании (18	г	1	,930*	-.199"	,097	-,068	.099	-.112	,467"	-321"
пунктов)	п	482	482	480	200		200	200	200	80
потребность в познании (10	г	,930"	1	-,191~	,005	-.085	,040	-,080	,422"	-,324"
пунктов)	п	482	482	480	200	200	200	200	200	80

Примечание . ПП — потребность в познании; Э — экстраверсия; ДЖ — доброжелательность; ДС — добросовестность; Н — нейротизм; ОО — открытость опыту; ПА — правый авторитаризм.

Рис. 1. Распределение индивидуальных значений потребности познания, высчитанной из 18 пунктов

Рис. 2. Собственные значения компонент, полученных в результате факторизации 18 пунктов Шкалы потребности в познании

Рис. 3. Конфирматорный факторный анализ 18 пунктов Шкалы потребности в познании

Примечание . ПП — потребность в познании; в окружностях приведены ненаблюдаемые переменные, в квадратах — наблюдаемые переменные; рядом со стрелками приведены стандартизованные регрессионные оценки связи латентного фактора с соответствующей наблюдаемой переменной.

Рис. 4. Собственные значения компонент, полученных в результате факторизации 10 пунктов Шкалы потребности в познании

Сноска

Рис. 5. Распределение индивидуальных значений потребности познания, высчитанной из 10 пунктов

Рис. 6. Медиационная модель, тестирующая предсказание правого авторитаризма по открытости опыту с потребностью в познании как медиатором

Примечание . Значения вне скобок — β для однофакторного регрессионного анализа, значения в скобках — частные β для двухфакторного регрессионного анализа.

Обсуждение

В целом мы оцениваем результаты психометрической оценки ШПП как положительные. ШПП показала оптимальное значение α Крон-баха, все пункты ШПП образовали однофакторную структуру, ни один из пунктов не показал отрицательных корреляций, регрессионных оценок или факторных нагрузок. С другой стороны, доля объясненной дисперсии этого фактора, а также индексы пригодности оставляют желать лучшего. Попытки снять обнаруженные ограничения посредством сокращения размерности шкалы оставляют двойственное впечатление: с одной стороны, индексы пригодности и доля объясненной дисперсии увеличились, с другой — произошло некоторое сокращение α Кронбаха.

В то же время заниженные коэффициенты согласованности, на наш взгляд, не следует считать критичными, поскольку это может говорить о достаточном разнообразии тем, охваченных пунктами, с одновременным удержанием общей проблематики шкалы. Как следует из так называемого парадокса истощения (attenuation paradox; Loevinger, 1954), слишком высокие значения коэффициентов согласованности (в первую очередь, альфы Кронбаха) могут говорить о «содержательной зауженности» шкалы и избыточности пунктов (Steiner, 2003). В такой ситуации мы рекомендуем использовать 18-пунктную версию ШПП, поскольку она сохраняет содержание, предложенное Cacioppo et al. (1984), демонстрируя при этом удовлетворительность большинства показателей согласованности и предельно сильную корреляцию с «очищенной» 10-пунктной версией.

Сильная корреляция между потребностью в познании и открытостью опыту свидетельствует о том, что потребность в познании может входить в открытость опыту как аспект. Действительно, открытость новому, судя по всему, предполагает склонность получать удовольствие от решения сложных интеллектуальных задач (Fleischhauer et al., 2010). Мы не подтвердили зарубежных данных о связи потребности в познании с добросовестностью. Возможно, это связано с действием факторов, присущих русской культуре. Дополнительная интерпретация этого факта требует постановки отдельной исследовательской проблемы. Наконец, потребность в познании предсказывала низкий правый авторитаризм. Этот результат согласуется с данными Cacioppo and Petty (1982) об отрицательной связи потребности в познании с догматизмом и может быть обусловлен тем, что некритичность к действиям и оценкам легитимных властей более надежно возникает среди индивидов, не склонных к глубокой обработке информации, склонных к поиску «простых решений», в том числе и в социальнополитической сфере.

Если предполагать, что потребность в познании является составляющей открытости опыту как «большой черты личности», то наши результаты говорят в пользу того, что открытость опыту связана с низким правым авторитаризмом во многом благодаря потребности в познании. На основании этого результата можно делать вывод об инкрементной валидности ШПП: несмотря на ее существенную корреляцию с показателем открытости опыту, ШПП способна на самостоятельные предсказания, в данном случае в части связи с правым авторитаризмом.

Нами не было проведено ретестовых испытаний ШПП, что составляет предмет будущего исследования. Остаются нерассмотренными многие проблемы, связанные с потребностью в познании применительно к россиянам — от связи потребности с интеллектом до формирования социальных установок и метакогниций.

Автор благодарит профессора Чикагского университета Джона Качиоппо за разрешение на разработку русской Шкалы потребности в познании. Автор также выражает признательность студентам философско-социологического факультета Пермского госуниверситета Юлии Бацан, Алексею Евченко, Ольге Мишенковой, Елизавете Мозжериной за помощь в сборе эмпирических данных исследования.