Современные представления об отцовстве достаточно разнообразны [2, 6, 13], причем за последние десятилетия меняются социальные и научно-теоретические представления о феномене отцовства, о роли отца в воспитании ребенка и о том, какие именно функции должен выполнять отец по отношению к своим детям. На сегодняшний день сложилось несколько направлений [4, 7, 9] в изучении отцовства, которые охватывают широкий круг как общепсихологических проблем, так и различных аспектов семейной психологии. аспектов: биологических и психофизиологических, исторических. «Отцовство» можно определить как комплекс интегральных, социальных и индивидуальных характеристик личности, проявляющихся на всех уровнях жизнедеятельности человека, включающее осознание родственной связи с детьми и чувства, к ним испытываемые, принятие и исполнение родительской роли, а также способствующие самореализации, самоутверждению и саморазвитию личности мужчины [2].
При некотором обобщении можно выделить два подхода к роли отца – традиционный и так называемое «новое отцовство». В традиционном подходе роль мужчины ограничивается рассмотрением биологической роли отца, его обособленностью от ребенка по сравнению с матерью. Вступление в брак и создание семьи обеспечивает мужчине определенные права и статус в обществе. Толчком к изменению отцовской роли послужило изменение положения женщины в обществе, включение в активную производственную деятельность и приобретение финансовой автономии. «Новым» в роли мужчины становится больший спектр домашних обязанностей, большее значение отцовского поведения, которое проявляется через установление эмоциональных отношений с детьми и принятие ответственности за нравственное и интеллектуальное воспитание детей [13]. Эти новые поведенческие характеристики отцов положительно сказываются на развитии детей и обстановке в семье [3, 4, 7, 12]. Однако нельзя утверждать, что в отношении роли отца в семье происходят только положительные перемены. Увеличение числа разводов [6], большая занятость, отсутствие интереса к воспитанию и неспособность отцов осуществлять воспитательные функции [1] приводят к закреплению отрицательного стереотипа в отношении реализации мужчиной отцовских функций.
Важной проблемой на сегодняшний день остается вопрос о том, что входит в современные представления о роли отца, и как сами мужчины оценивают собственное отцовское поведение. Другой проблемой, которая имеет как научное, так и прикладное значение, является возможность оценки характеристик отцовского поведения. В настоящий момент в отечественной психологической науке не существует метода, который позволяет диагностировать представления об отцовстве, в связи с чем разработка и адаптация данного опросника является актуальной задачей. Впоследствии данный опросник может использоваться в широком спектре исследований в рамках семейной психологии, а также применяться в семейном консультировании.
При реализации данной работы в качестве теоретической основы выступила «теория утверждений» [10]. Данная теория является применимой в практике семейного консультирования и терапии [11]. «Утверждения» являются системой положений, содержат в себе идеи, представления и стереотипы, сформированные культурой и социумом относительно отдельных аспектов поведения. «Утверждения» могут быть доминирующими – наиболее выраженные установки, которые представлены у большинства людей и «альтернативными», которые предлагают другой взгляд на явления и есть у меньшего числа [10]. В частности, доминирующим является утверждение «в жизни женщины главная роль – роль матери», а альтернативным «в жизни мужчины главная роль – роль отца»). Однако доминирующие утверждения могут быть отклонены и более значимым станет альтернативное утверждение. Так, в контексте проблемы отцовства мужчины могут отклонить доминирующие утверждения о том, что они неспособны на заботу о детях, но также могут принять альтернативное утверждение о том, что они всего лишь помощники матери, а не равные участники воспитательного процесса в семье.
Оригинальная версия «Опросника утверждений об отцовстве» (Discourses about fathers inventory) разрабатывалась Ч. Браунсоном и Л. Гилбертом [8] на основе анализа литературы и фокус-групп. Данные были собраны на выборке 1006 отцов младших школьников. Обработка оценок утверждений об отцовстве была сделана при помощи факторного анализа. В итоге был получен опросник, включающий 56 утверждений, которые распределились по четырем факторам.
Шкала 1. «Отцы как сильные и ответственные главы семей». Фактор описывает поведение, связанное с поддержанием дисциплины и лидерством в семье, утверждения характеризуют мужчину как кормильца и защитника своей семьи.
Шкала 2. «Отцы как равные и вовлеченные в семью». Данный фактор описывает поведение, характеризующее поведение отцов как эффективных родителей, способных выполнять родительские функции наряду с матерью и в чем-то ее заменять.
Шкала 3. «Отцы не способны к воспитанию и заботе и не вовлечены в семью». В фактор вошли утверждения, описывающие отстранение отцов от воспитания детей, отсутствие заботы и включенности в семью.
Шкала 4. «Отцы, балансирующие между работой и семьей». Фактор содержит утверждения о совмещении семьи и работы, стремлении уравновесить обе стороны жизни.
Материалы и методы исследования
Процедура
Русская версия «Discourses about fathers inventory» (DAFI) получила название «Утверждения об отцовстве». При формировании текста вопросника мы исходили из тех же теоретических представлений, которые были сформулированы при составлении оригинального опросника.
Был осуществлен перевод опросника «Утверждений об отцовстве» («Discourses about fathers inventory) Ч. Браунсона и Л. Гилберта [8] на русский язык, который затем проверялся экспертами независимо друг от друга, экспертами выступили преподаватели факультета иностранных языков и факультета психологии ПГГПУ. Таким образом, полный текст опросника «Утверждения об отцовстве» включил в себя 56 пунктов. Респондентам было предложено оценить каждое утверждение по шкале от 1 до 5, где 5 – полностью согласен, 1 – полностью не согласен с утверждением. Была проведена проверка на нормальность ответов и выявлены участники (8,67 %), которые имели тенденцию давать крайние ответы, эти данные из выборки были исключены.
Конструктная (структурная) валидность опросника определялась средствами эксплораторного факторного анализа методом выделений главных компонент с вращением Varimax normalized, а затем с помощью конфирматорного факторного анализа.
Участники
В исследовании приняли участие 179 мужчин-отцов в возрасте от 23 до 60 лет. Средний возраст 37,47 года (Ст. откл. 7,16), 50 % выборки в возрасте 31–40 лет. 90 % выборки являются отцами одного или двух родных детей. Все участники исследования проживают совместно с детьми.
Исследование выполнено при поддержке РГНФ (проект 12-36-01315).
Результаты исследования и их обсуждение
В результате эксплораторного факторного анализа были выделены 3 фактора. Суммарная доля объяснимой дисперсии (ДОД) составила 34,6 %. Нагрузки по всем факторам имеют вес более 0,40.
Далее рассмотрим каждый фактор подробно. Фактор 1 имеет долю объяснимой дисперсии 13,8 %. 11 пунктов авторской шкалы «Отцы не способны к воспитанию и заботе и они не вовлечены в семью» и 2 пункта авторской шкалы «Отцы, балансирующие между работой и семьей» вошли в этот фактор. Фактор 1 соответствует шкале «Отцы не способны к воспитанию и заботе и они не вовлечены в семью», куда вошли такие утверждения. как «Отцам не интересно заниматься чем бы то ни было со своими детьми», «Отцы не дисциплинируют своих детей». Данный фактор получил название « Участие».
Фактор 2 имеет долю объяснимой дисперсии 13,1 %. В фактор вошло 8 пунктов авторской шкалы «Отцы как равные и вовлеченные в семью» и 4 пункта авторской шкалы «Отцы как равные и вовлеченные в семью». Фактор 2 скорее соответствует шкале «Отцы как равные и вовлеченные в семью», куда вошли такие пункты, как «Отцы стремятся проводить как можно больше времени с детьми», «Отцы показывают на своем примере, что мужчины также принимают участие в воспитании детей и домашней работе», «Отцы воспитывают своих детей» и др., данному фактору присвоили название «Равенство».
Фактор 3 имеет долю объяснимой дисперсии 7,7 %. 4 пункта авторской шкалы «Отцы как сильные и ответственные главы семей», 2 пункта авторской шкалы «Отцы не способны к воспитанию и заботе и они не вовлечены в семью» и 1 пункт шкалы «Отцы, балансирующие между работой и семьей» вошли в данный фактор. Фактор 3 соответствует шкале «Отцы как сильные и ответственные главы семей», куда вошли такие утверждения, как «Отцы объясняют детям, как важно иметь постоянную работу», «Отцы воспитывают своих детей», «Отцы проявляют больше твердости, строгости к детям, чем матери», «Главой семейства является отец». Фактор 3 получил название название «Главенство».
Шкала «Отцы балансируют между работой и семьей» в результате эксплораторного факторного анализа при адаптации не выделилась, и пункты ее распределились между тремя факторами. Таким образом, наша версия опросника содержит в себе три шкалы, которые соответствуют трем авторским шкалам опросника «Утверждения об отцовстве». Дальнейшая психометрическая проверка опросника проводилась средствами конфирматорного факторного анализа. Были построены 2 гипотетические модели: «Базовая» и «Случайная».
«Базовая» модель была построена на основе теоретических представлений об утверждениях об отцовстве и результатах эксплораторного факторного анализа. Модель включала 3 латентных фактора. Факторы включались в базовую модель как коррелирующие и как некоррелирующие.
В первый фактор в качестве манифестных переменных были включены 13 пунктов опросника, относящиеся к шкале «Участие». Во второй фактор в качестве манифестных переменных были включены 12 пунктов опросника, относящиеся к шкале «Равенство». В третий фактор в качестве манифестных переменных были включены 7 пунктов опросника, относящиеся к шкале «Главенство». Условные названия получили в соответствии с названием шкал. Итак, «Случайная» модель также включала 3 латентных фактора. В каждый фактор включались пункты, относящиеся ко всем трем шкалам опросника в том соотношении, которое присутствует в базовой модели. Пункты шкал, которые включались в каждый фактор, определялись по таблице случайных чисел. Анализу подвергалась корреляционная матрица манифестных переменных. Поиск базового решения определялся методом кубической интерполяции. Функция расхождения определялась последовательно методом обобщенных наименьших квадратов и методом максимального подобия. В таблице представлены данные индексы в соответствии с моделями.
Базовые модели с некоррелирующими и коррелирующими латентными факторами характеризовались следующими показателями пригодности. Статистика χ2 была значимой (p < 0,001). Отношение χ2/df является низким, что говорит о пригодности моделей. Индекс Стейгера–Линда (RMSEA) попадает в доверительный интервал от 0,06 до 0,07. Отрегулированный индекс пригодности (AGFI) был > 0,75. Следовательно, базовые модели с некоррелирующими и коррелирующими латентными факторами имели достаточную степень пригодности. Но пригодность базовой модели с коррелирующими латентными факторами несколько выше (по индексам χ2/df и Стейгера–Линда) пригодности базовой модели с некоррелирующими латентными факторами.
Данные в пользу пригодности характеризуют новое качество базовых моделей: они уже эмпирические, а не гипотетические.
Судя по оценкам включения, в каждый латентный фактор в обеих базовых моделях вошли то же количество переменных, которые были включены изначально, притом, что только две переменные имеют отрицательный знак, когда все остальные переменные с положительным знаком (p < 0,001).
В базовой модели с коррелирующими латентными факторами имели место следующие корреляции. Фактор «Участие» положительно коррелирует с фактором «Равенство» (p < 0,001) и отрицательно с фактором «Главенство» (p < 0,003). Факторы «Равенство» и «Главенство» положительно коррелируют (p < 0,001).
Значения индексов пригодности моделей опросника «Утверждения об отцовстве»
|
Модель |
Индексы |
||||
|
χ2 |
df |
χ2/df |
RMSEA |
AGFI |
|
|
Базовая модель |
|||||
|
Латентные факторы коррелируют |
748,78* |
461 |
1,62 |
0,06 |
0,77 |
|
Латентные факторы не коррелируют |
787,42* |
464 |
1,70 |
0,06 |
0,76 |
|
Случайная модель |
1272,22* |
405 |
3,34 |
0,12 |
0,59 |
Примечания: n = 179; в каждой модели 3 латентых фактора; χ2 – хи-квадрат статистика для функции расхождения методом обобщенных наименьших квадратов (GLS); * p < 0,001; df – количество степеней свободы, RMSEA – индекс Стейгера–Линда, AGFI – отрегулированный индекс пригодности.
Случайная модель с некоррелирующими латентными факторами характеризовалась следующими показателями пригодности. Статистика χ2 была значимой (p < 0,001). Отношение χ2/df было больше чем в аналогичной базовой модели. Индекс Стейгера–Линда (RMSEA) составил 0,12. Отрегулированный индекс пригодности (AGFI) был = 0,59. Следовательно, случайная модель с некоррелирующими латентными факторами имеет более низкую степень пригодности.
Включение переменных в латентные факторы случайной модели с некоррелирующими факторами было неполным. Также показатели пригодности случайной модели гораздо хуже, нежели у базовых моделей. Все эти данные свидетельствуют в пользу базовых моделей.
Таким образом, теоретические представления о структуре опросника «Утверждения об отцовстве» нашли эмпирическое подтверждение. Соответственно опросник «Утверждения об отцовстве» характеризуется конструктной валидностью. В состав ВПЯ входит 3 шкалы: «Главенство», «Равенство» и «Участие». Окончательная версия опросника включает 32 пункта (7 пунктов шкалы «Главенство», 12 – шкалы «Равенство» и 13 – шкалы «Участие»).
Надежность шкал опросника «Утверждения об отцовстве» имеет следующие значения.
По шкале «Главенство» коэффициент альфа Кронбаха был равен 0,61. При расщеплении пунктов шкалы на 2 части коэффициент корреляции между ее частями был равен 0,48, коэффициент надежности – 0,65, статистика Гуттмана – 0,65.
По шкале «Равенство» коэффициент альфа Кронбаха был равен 0,79. При расщеплении пунктов шкалы на 2 части коэффициент корреляции между ее частями был равен 0,65, коэффициент надежности – 0,79, статистика Гуттмана – 0,79.
По шкале «Участие» коэффициент альфа Кронбаха был равен 0,65. При расщеплении пунктов шкалы на 2 части коэффициент корреляции между ее частями был равен 0,55, коэффициент надежности – 0,71, статистика Гуттмана – 0,71.
Выводы
Полученные результаты свидетельствуют о том, что опросник «Утверждения об отцовстве» обладает достаточной психометрической пригодностью. В пользу конструктной (структурной) валидности опросника свидетельствуют достаточные индексы пригодности 7 эмпирических моделей. Предположение об умеренной взаимосвязи показателей опросника получило поддержку. Относительную пригодность случайной модели можно объяснить тем, что представления об отцовстве у респондентов имеет целостный характер и образует генеральный фактор, а отдельные пункты опросника в конечном счете характеризуют различные компоненты общего представления об отцовстве.
Шкалы «Равенство» и «Участие» имеют высокую статистическую надежность. В пользу этого свидетельствуют значения индексов психометрической надежности шкал. Шкала «Главенство» в отличие от двух других имеет меньшие значения надежности, и это, вероятно, связано с небольшим количеством вопросов, включенных в эту шкалу.
Результаты исследования позволяют сформулировать два основных вывода. Психометрические испытания опросника «Утверждения об отцовстве», во-первых, свидетельствуют о его достаточной пригодности, а во-вторых, согласуются с результатами верификации на зарубежной выборке. Это дает дополнительные основания для подтверждения психометрической пригодности опросника «Утверждения об отцовстве» и – соответственно – эмпирической состоятельности. Вместе с тем нельзя не отметить, что это первый шаг в адаптации данной методики и требуется дополнительная работа по ее дальнейшему совершенствованию.
Рецензенты:Хрусталева Т.М., д.псх.н., профессор кафедры теоретической и прикладной психологии Пермского государственного гумантарно-педагогического университета, г. Пермь;
Жданова С.Ю., д.псх.н., доцент, заведующий кафедрой психологии развития Пермского государственного национального исследовательского университета, г. Пермь.
Работа поступила в редакцию 14.10.2013.