ВЕСТНИК ПЕРМСКОГО УНИВЕРСИТЕТА

2011 Философия. Психология. Социология Выпуск 2 (6)

УДК 159.95

ПСИХОМЕТРИКА РУССКОЙ ВЕРСИИ ШКАЛЫ ПОТРЕБНОСТИ В ПОЗНАНИИ

С.А. Щебетенко

Рассматриваются история 30-летнего использования Шкалы потребности в познании (The Need for Cognition Scale; NCS) и измеряемая с ее помощью потребность в познании. Поднимается вопрос о необходимости разработки русскоязычной версии NCS. На выборке в 482 человека русская версия NCS обнаружила оптимальные значения внутренней согласованности, а также однофакторную модель при некотором занижении собственного значения выделенного фактора и индексов пригодности в конфир-маторном факторном анализе. В плане конкурентной валидности потребность в познании положительно коррелировала с открытостью опыту и отрицательно — с правым авторитаризмом. В части инкрементной валидности потребность в познании опосредовала связь открытости опыту с правым авторитаризмом. Обсуждаются полученные результаты и перспективы дальнейших исследований.

Ключевые слова: потребность в познании; когнитивные чувства; метакогниции; свойства личности; психометрика.

Шкала потребности в познании (The Need for Cognition Scale; NCS) представляет собой инструмент, измеряющий «тенденцию индивида увлекаться мыслительным процессом и получать от этого удовольствие» (Cacioppo & Petty, 1982. Р. 116). Оригинальная версия NCS была представлена Джоном Качиоппо и Ричардом Петти в публикации 1982 г. Эта версия шкалы, считающаяся «расширенной» или «первичной», состоит из 34 пунктов. В 1984 г. исследователи предлагают укороченную версию NCS (Cacioppo, Petty, & Kao, 1984), которая получает широкую распространенность в последующие десятилетия. По оценке Petty, Brinol, Loersch and McCaslin (2009), за время, прошедшее с момента представления версии потребности в познании в статье Cacioppo and Petty (1982), было опубликовано более 200 исследований с использованием данного конструкта, и более 1000 публикаций цитировали эту статью, или публикации краткой Шкалы потребности в познании (Cacioppo et al., 1984). Правда, как отмечают Petty et al. (2009), сам конструкт по-

требности в познании появился в литературе еще в середине 1950-х в работе Cohen, Stotland, and Wolfe (1955) и касался потребности в осмысленности мироздания. Однако Cacioppo and Petty (1982), использовав этот термин, наполнили его новым содержанием.

Потребность в познании имеет очевидную связь с Моделью вероятности тщательной проработки информации (Elaboration Likelihood Model, ELM), с которой обычно ассоциируются совместные исследования Качиоппо и Петти (в первую очередь, Petty & Cacioppo, 1986). Потребность в познании стала диспозициональ-ным воплощением идеи варьирования центральной и периферийной обработки информации индивидами, составляющей суть ELM: в зависимости от разнообразных факторов люди склонны прибегать к использованию так называемой центральной (альтернативно — периферийной) обработки информации. Предполагается, что индивиды могут не только демонстрировать ситуационную обусловленность в варьировании этих двух видов обработки, но и обладают диспозициональными склонностями

Щебетенко Сергей Александрович — кандидат психологических наук, доцент кафедры общей и клинической психологии, Пермский государственный университет; 614990, Пермь, ул. Букирева, 15; shebetenko@rambler.ru.

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; Haugtvedt, Petty, & Cacioppo, 1992).

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; Petty, Schumann, Richman, & Strathman, 1993).

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; Stephan & Brockner, 2007), согласованность сообщения с некоторыми аспектами Я-концепции реципиента (Evans & Petty, 2003), эмоции, содержащиеся в сообщении (Vidrine, Simmons, & Brandon, 2007).

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; Ruiter, Verplanken, De Cremer, & Kok, 2004). Если индивидам с высокой потребностью в познании сообщается, что они сформировали свои установки на основе простых ключей, а не в результате разносторонней оценки аргументов, сила их установок сокращается (Tormala & DeSensi, 2008).

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; Tormala & Petty, 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; Patrick & Durndell, 2004).

Потребность в познании также может влиять на межличностные отношения. В частности, рост потребности в познании предсказывает большую вовлеченность в отношения в диаде и в других малых группах, более раннее вступление в дискуссию (Henningsen & Henningsen, 2004), склонность говорить дольше, чем у людей с низкой потребностью в познании (Shestowsky & Horowitz, 2004). Потребность в познании отрицательно связана с социальной леностью (Smith, Kerr, Markus, & Stasson, 2001). С другой стороны, высокая потребность в познании может заставлять группу обсуждать уже выясненные детали и, как следствие, тратить время и ресурсы впустую (Henningsen & Henningsen, 2004). Люди с высокой потребностью в познании могут быть нечувствительными к различиям в аргументации, представленной другими членами группы, вероятно чрезмерно сосредотачиваясь на своих собственных идеях (Shestowsky & Horowitz, 2004).

При выстраивании межличностных тактик убеждения индивиды используют свои гипотезы касательно уровня потребности в познании партнера (Vogel, Kutzner, Fiedler, and Freytag, 2010). Так, чем более физически привлекательными считают себя индивиды, тем больше они ожидают получить преференций от объекта воздействия с низкой, как они считают, потребностью в познании. Связь между воспринимаемой физической привлекательностью и

ожидаемыми оценками за устный экзамен также опосредована ожиданиями от потребности в познании экзаменатора (Vogel & Kutzner, 2009).

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; Fleischhauer, Enge, Brocke, Ullrich, Strobel, & Strobel, 2010). Sadowski and Cogburn (1997) получили отрицательную связь потребности в познании с нейро-тизмом, а Tuten and Bosnjak (2001) — положительную с экстраверсией.

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; Petty & Jarvis, 1996) и кристаллизовавшимся интеллектом по Кэттеллу (Tidwell et al., 2000). С прогрессивными матрицами Равена потребность в познании либо коррелировала слабо положительно (Arthur & Day, 1994), либо не коррелировала вовсе (Bors et al., 2006).

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; Cacioppo et al., 1984; Sadowski, 1993; Sadowski & Gulgoz, 1992).

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 www.elibrary.ru 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 scholar.google.com 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. а Кронбаха 1111III составила на полной выборке а=.82, что соответствует значениям высокосогласованной шкалы.

Big Five Inventory. 200 чел. из общего состава выборки наряду с 1111III выполняли личностный вопросник Big Five Inventory (BFI; John et al., 1991, 2008; Щебетенко, Вайнштейн, неопубл.). Этот тест выполняет функции, аналогичные другим известным тестам Большой Лятерки, 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 1111III 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 (ШЛА; Right-Wing Authoritarianism Scale; Altemeyer, 1988, 2006; Щебетенко, Токарев, неопубл.). ^авый 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 ШИА используется 9-бальный (-4 = абсолютно не согласен, +4 = абсолютно согласен) формат ответа. Внутренняя согласованность ИЩА в нашем исследовании составила а=.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 1111III 18 пунктов были подвергнуты последовательно эксплораторному и конфирматор-ному факторным анализам.

Ш результатам эксплораторного факторного анализа и с использованием метода каменистой осыпи был зафиксирован один достоверный фактор. !ри этом факторные веса для каждого пункта в этом факторе превышали |fij|>.31 (табл. 1). Этот результат согласуется с данными

оценки а Кронбаха, свидетельствующим о приемлемой внутренней согласованности ШПП. Распределение индивидуальных значений потребности в познании достоверно приближалось к нормальному, М=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, %2(135)= 563.36, р<.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 %2М^ CFI, RMSEA и а 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, М=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, г(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 ме-диационный 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.

1 Данный результат следует считать предваритель-

ным и артефактным в силу нерепрезентативности нашей выборки по возрасту: несмотря на то, что выборку составляли и зрелые индивиды, тем не менее имеется существенный «сдвиг распределения влево» по показателю возраста.

Таблица 1. Факторизация 18 пунктов Шкалы потребности в познании (метод главных компонент, вращение варимакс). Факторные веса \fijl <.30 опущены.

Таблица 3. Факторизация 10 пунктов Шкалы потребности в познании (метод главных компонент, вращение Варимакс)

Матрица компонент3

Компонента

1 2 3 4 5

nfd ,319 ,468 ,332 ,422

nfc2 ,558 ,398 ,360

nfc3 ,561 -.315 ,316

nfc4 ,652

nfc5 ,610

nfc6 ,622 -,301

nfc7 ,399 ,340

nfc8 ,525 -.326 ,432

nfc9 ,531 ,476

nfdO ,317 -,668

nfd 1 ,615 ,318

nfd 2 ,599 -,312

nfc13 ,627 ,317

nfd 4 ,437 -,600

nfd 5 ,327 ,514 -,400

nfd 6 ,518

nfd 7 ,362 -,362

nfd 8 ,446

Матрица компонент

Компонента

nfc3 .646

nfc4 .701

nfc5 .671

nfc6 .619

nfc7 .439

nfc9 .555

nfcl 1 .554

nfc12 .631

nfc16 .560

nfc17 .411

Метод выделения: Анализ методом главных компонент, а. Извлеченных компонент: 5

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

Структура X2 (df) X2/df CFI RMSEA a

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); а — а 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.

Потребность в познании (18 пунктов)

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. 1111 — 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

Потребность в познании (10 пунктов)

Сноска

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

Потребность в познании

Ъ Собеля=2.76, р=.006

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

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

Обсуждение

В целом мы оцениваем результаты психометрической оценки ШИП как положительные. ШПП показала оптимальное значение а 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 а 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.

Благодарности

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.

Список литературы

1. Altemeyer B. Enemies of freedom: Understanding right-wing authoritarianism. San Francisco: Jossey-Bass, 1988.

2. Altemeyer B. The authoritarians, 2006. [URL: http://home.cc.umanitoba.ca/~altemey/] (дата обращения: 08.06.11).

3. Arthur W., Jr. & Day D. V. Development of a short form for the Raven Advanced Progressive Matrices Test // Educational and Psychological Measurement. 1994. V. 54, Р. 394-403.

4. Axsom D., Yates S.M., & Chaiken S. Audience response as a heuristic cue in persuasion // Journal of Personality and Social Psychology. 1987. V. 53. Р. 30-40.

5. Bakker A.B. Persuasive communication about AIDS prevention: Need for cognition determinates the impact of message format // AIDS Education and Prevention. 1999. V. 11. Р. 150-162.

6. Barden J., & Petty R.E. The mere perception of elaboration creates attitude certainty: Exploring the thoughtfulness heuristic // Journal of Personality and Social Psychology. 2008. V. 95. Р. 489-509.

7. Baron R.M. & Kenny D.A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations // Journal of Personality and Social Psychology. 1986. V. 51. Р. 1173-1182.

8. Blagrove M. & Hartnell S.J. Lucid dreaming: Associations with internal locus of control, need for cognition and creativity // Personality and Individual Differences. 2000. V. 28. Р. 41-47.

9. Bors D.A., Vigneau F., & Lalande F. Measuring the need for cognition: Item polarity, dimensionality, and the relation with ability // Personality and Individual Differences. 2006. V. 40. Р. 819-828.

10. Brinol P., Petty R.E., & Barden J. Happiness versus sadness as determinants of thought confidence in persuasion: A self-validation analysis // Journal of Personality and Social Psychology. 2007. V. 93. Р. 711-727.

11. Cacioppo J. T. & Petty R.E. The need for cognition // Journal of Personality and Social Psychology. 1982. V. 42. Р. 116-131.

12. Cacioppo J.T., Petty R.E., Feinstein J.A., & Jarvis W.B.G. Dispositional differences in cognitive motivation: The life and times of individuals varying in need for cognition // Psychological Bulletin. 1996. V. 119. Р. 197-253.

13. Cacioppo J.T., Petty R.E., & Kao C.F. The efficient assessment of need for cognition // Journal of Personality Assessment. 1984. V. 48. Р. 306-307.

14. Cacioppo J.T., Petty R.E., & Morris K. Effects of need for cognition on message evaluation, argument recall, and persuasion // Journal of Personality and Social Psychology, 1983. V. 45. pp. 805-818.

15. Carter J.D., Hall J.A., Carney D.R., & Rosip J.C. Individual differences in the acceptance of stereotyping // Journal of Research in Personality. 2006. V. 40. P. 1103-1118.

16. Chang C. Diagnostic advertising content and individual differences // Journal of Advertising. 2007.

V. 36. P. 75-84.

17. Cohen A.R., StotlandE., & Wolfe D.M. An experimental investigation of need for cognition // Journal of Abnormal and Social Psychology. 1955. V. 51.

P. 291-294.

18. Costa P.T., & McCrae R.R. Revised NEO Personality Inventory (NEO-PI-R) and NEO Five Factor Inventory (NEOFFI): Professional manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources, 1992.

19. Epstein S., & Pacini R. Some basic issues regarding the dual-process theories from the perspective of cognitive-experiential self-theory. In: S. Chaiken & Y. Trope (Eds.), Dual process theories in social psychology (pp. 462-482). New York: Guilford Press, 1999.

20. Evans L., & Petty R.E. Self-guide framing and persuasion: Responsibly increasing message processing to ideal levels // Personality and Social Psychology Bulletin. 2003. V. 29. P. 313-324.

21. Fleischhauer M., Enge S., Brocke B., Ullrich J., Strobel Al., & Strobel An. Same or different? Clarifying the relationship of need for cognition to personality and intelligence // Personality and Social Psychology Bulletin. 2010. V. 36. P. 82-96.

22. Graham L.M. Need for cognition and false memory in the Deese-Roediger-McDermott paradigm // Personality and Individual Differences, 2007. V. 42. pp. 409-418.

23. Haugtvedt C.P., & Petty R.E. Personality and persuasion: Need for cognition moderates the persistence and resistance of attitude changes // Journal of Personality and Social Psychology. 1992. V. 63. P. 308-319.

24. Haugtvedt C.P., Petty R.E., & Cacioppo J.T. Need for cognition and advertising: Understanding the role of personality variables in consumer behavior // Journal of Consumer Psychology. 1992. V. 1. P. 239-260.

25. Henningsen D.D. & Henningsen M.L.M. The effect of individual difference variables on information sharing in decision-making groups // Human Communication Research. 2004. V. 30. P. 540-555.

26. Hittner J.B. Alcohol use among American college students in relation to need for cognition and expectations of alcohol’s effects on cognition // Current Psychology: Developmental, Learning, Personality, Social. 2004. V. 23. P. 173-187.

27. John O.P., Donahue E.M., & Kentle R.L. The Big Five Inventory — Versions 4a and 5. Berkeley,

CA: University of California, Berkeley, Institute of Personality and Social Research, 1991.

28. John O.P., Naumann L.P., & Soto C.J. Paradigm shift to the integrative Big Five trait taxonomy: History, measurement, and conceptual issues. // O. P. John, R. W. Robins, & L. A. Pervin (Eds.), Handbook of personality: Theory and research (pp. 114-158). New York, NY: Guilford Press, 2008.

29. Leippe M.R., Eisenstadt D., Rauch S.M., & Seib H.M. Timing of eyewitness expert testimony, jurors’ need for cognition, and case strength as determinants of trial verdicts // Journal of Applied Psychology. 2004. V. 89. P. 524-541.

30. Levin I.P., Huneke M.E., & Jasper J.D. Information processing at successive stages of decision making: Need for cognition and inclusion-exclusion effects // Organizational Behavior and Human Decision Processes. 2000. V. 82. P. 171-193.

31. Loevinger J. The attenuation paradox in test theory // Psychological Bulletin. 1954. V. 51. P. 493-504.

32. Maio G.R. & Esses V.M. The need for affect: individual differences in the motivation to approach or avoid emotions // Journal of Personality. 2001. V. 69. P. 583-615.

33. MiniardP., Bhatla S., LordK.R., Dickson P.R., & Unnava H.R. Picture-based persuasion processes and the moderating role of involvement // Journal of Consumer Research. 1991. V. 18. P. 92-107.

34. Olson K.R., Camp C.J., & Fuller D. Curiosity and need for cognition // Psychological Reports. 1984. V. 54. P. 71-74.

35. Osberg T.M. The convergent and discriminant validity of the Need for Cognition Scale // Journal of Personality Assessment. 1987. V. 51. P. 441-450.

36. Patrick A. & Durndell A. Lucid dreaming and personality: A replication // Dreaming. 2004. V. 14. P. 234-239.

37. Petty R.E., Brinol P., Loersch C., & McCaslin M.J. The need for cognition // M. R. Leary & R. H.

Hoyle (Eds.), Handbook of individual differences in social behavior. New York: Guilford Press, 2009.P. 318-329.

38. Petty R.E., Brinol P., Tormala Z.L., & Wegener D. T. The role of metacognition in social judgment // A.W. Kruglianski & E.T. Higgins (Eds.), Social psychology: Handbook of basic principles (2nd ed.). New York: Guilford Press, 2007.P. 254-284.

39. Petty R.E. & Jarvis B.G. An individual differences perspective on assessing cognitive processes // N. Schwarz & S. Sudman (Eds.), Answering questions: Methodology for determining cognitive and communicative processes in survey research. San Francisco: Jossey-Bass, 1996.P.221-257.

40. Petty R.E., Schumann D. W., Richman S.A., & Strathman A.J. Positive mood and persuasion: Different roles for affect under high- and low-

elaboration conditions // Journal of Personality and Social Psychology. 1993. V. 64. P. 5-20.

41. Petty R.E., Tormala Z.L., & Rucker D.D. Resisting persuasion by counterarguing: An attitude strength perspective // J.T. Jost, M.R. Banaji, & D.A. Prentice (Eds.), Perspectivism in social psychology: The yin and yang of scientific progress. Washington, DC: American Psychological Association. 2004.P.37-51.

42. Priester J.R. & Petty R.E. Source attributions and persuasion: Perceived honesty as a determinant of message scrutiny // Personality and Social Psychology Bulletin. 1995. V. 21. P. 637-654.

43. Rucker D.D. & Petty R.E. When resistance is futile: Consequences of failed counterarguing for attitude certainty // Journal of Personality and Social Psychology. 2004. V. 86. P. 219-235.

44. Rucker D.D., Petty R.E., & Brinol P. What’s in a frame anyway? A meta-cognitive analysis of one-versus two-sided message framing // Journal of Consumer Psychology. 2008. V. 18. P. 137-149.

45. Ruiter R.A.C., Verplanken B., De Cremer D., &

Kok G. Danger and fear control in response to fear appeals : The role of need for cognition // Basic and Applied Social Psychology. 2004. V. 26. P. 13-24.

46. Sadowski C.J. An examination of the short need for cognition scale // The Journal of Psychology. 1993. V. 127. P. 451-454.

47. Sadowski C.J. & Cogburn H. E. Need for cognition in the big-five factor structure // The Journal of Psychology. 1997. V. 131. P. 307-312.

48. Sadowski C. J. & Gulgoz S. Internal consistency and test-retest reliability of the Need for Cognition Scale // Perception and Motor Skills. 1992. V.

74. P. 610.

49. Sargent M. Less thought, more punishment: Need for cognition predicts support for punitive responses to crime // Personality and Social Psychology Bulletin. 2004. V. 30. P. 1485-1493.

50. Shestowsky D. & Horowitz L.M. How the Need for Cognition Scale predicts behavior in mock jury deliberations // Law and Human Behavior. 2004. V.

28. P. 305-337.

51. Smith B.N., Kerr N.A., Markus M.J., & Stasson M.F. Individual differences in social loafing: Need for cognition as a motivator in collective performance // Group Dynamics: Theory, Research, and Practice. 2001. V. 5. P. 150-158.

52. Streiner D.L. Starting at the beginning: An introduction to coefficient alpha and internal consistency // Journal of Personality Assessment. 2003.

V. 80. P. 99-103.

53. Stephan J. & Brockner J. Spaced out in cyberspace? Evaluations of computer-based information // Journal of Applied Social Psychology. 2007. V.

37. P. 210-226.

54. Tidwell P.S., Sadowski C.J. & Pate L.M. Relationships between need for cognition, knowledge, and verbal ability // Journal of Personality. 2000. V.

134. Р. 634-644. 61.

55. Tormala Z.L. & DeSensi V.L. The perceived informational basis of attitudes: Implications for subjective ambivalence // Personality and Social Psychology Bulletin. 2008. V. 34. Р. 275-287.

56. Tormala Z.L. & Petty R.E. Resistance to persuasion 62.

and attitude certainty: The moderating role of elaboration // Personality and Social Psychology Bulletin. 2004. V. 30. Р. 1446-1457.

57. Tuten T.L. & BosnjakM. Understanding differences 63.

in Web usage: The role of the need for cognition and the five factor model of personality // Social Behavior and Personality: An International Journal.

2001. V. 29. Р. 391-398.

58. Venkatraman M.P. & Price L.L. Differentiating 64.

between cognitive and sensory innovativeness:

Concepts, measurement, and implications // Journal of Business Research. 1990. V. 20. Р. 293-315.

59. Virdine J.I., Simmons V.N., & Brandon T.H. Construction of smoking-relevant risk perception among college students: The influence of need for cognition and message content // Journal of Applied Social Psychology. 2007. V. 37. Р. 91-114.

60. Vogel T. & Kutzner F. Finding the susceptible in-

Приложение

Шкала потребности в познании

(Cacioppo, Petty, & Kao, 1984; русская версия)

Инструкция. Пожалуйста, укажите для каждого приведенного ниже утверждения степень, в которой оно Вас характеризует. Если данное утверждение вас абсолютно не характеризует (вообще, не похоже на вас), пожалуйста, напишите рядом с вопросом цифру «1»; если данное утверждение вас абсолютно характеризует (очень похоже на вас), напишите рядом с вопросом цифру «5». Конечно, любое утверждение может и не быть абсолютной вашей характеристикой; если это так, то, пожалуйста, используйте нужное (лучше всего вас характеризующее) число между «1» и «5». Для оценки утверждений, приведенных ниже, используйте следующую шкалу: 1 = абсолютно не характеризует; 2 = отчасти не характеризует; 3 = неопределенно; 4 = отчасти характеризует; 5 = абсолютно характеризует.

№ п/п Текст пункта Ответ

1 Я предпочел бы комплексную проблему простой проблеме

2 Мне нравится нести ответственность за ситуацию, требующую глубокого осмысления

3 С моей точки зрения, размышления — это не самое веселое занятие Р

4 Я скорее сделаю что-нибудь, требующее немного осмысления, чем нечто, безусловно, бросающее вызов моим умственным способностям Р

5 Я стараюсь предвосхищать и избегать те ситуации, где я буду вынужден глубоко осмысливать проблему Р

6 Я получаю удовольствие от глубоких и длительных размышлений

7 Я думаю лишь настолько глубоко, насколько это нужно Р

8 Я предпочитаю размышлять о небольших, повседневных вопросах, чем о долгосрочных проектах Р

9 Я люблю задачи, которые можно понять сразу, как только с ними начинаешь работать Р

10 Мне нравится ориентироваться на мышление при «движении на вершину» (при развитии

teraction partner: A dyadic perspective on attractiveness advantages. University of Basel, Basel, Switzerland, 2009.

Vogel T., Kutzner F., Fiedler K., & Freytag P. Exploiting attractiveness in persuasion: Senders’ implicit theories about receivers’ processing motivation // Personality and Social Psychology Bulletin. 2010. V. 36. P. 830-842.

Webster D.M. & Kruglanski A. W. Individual differences in need for cognitive closure // Journal of Personality and Social Psychology. 1994. V. 67. P. 1049-1062.

Yang Y. & Lee H.J. The effect of response mode, prior knowledge, and need for cognition on consumers’ information acquisition process // Korean Journal of Industrial and Organizational Psychology. 1998. V. 11. P. 85-103.

Ziegler R., DiehlM., & Ruther A. Multiple source characteristics and persuasion: Source inconsistency as a determinant of message scrutiny // Personality and Social Psychology Bulletin. 2002. V. 28. P. 496-508.

карьеры и достижении высокого положения в обществе)

11 Я действительно наслаждаюсь задачей, которая предполагает нестандартные решения

12 Изучение новых способов размышления и мыслительных операций вообще меня не прельщает Р

13 Я предпочитаю, чтобы моя жизнь была наполнена головоломками, которые я должен решать

14 Мне нравится идея абстрактного мышления

15 Я бы предпочел такую задачу, которая интеллектуальна, сложна и важна, а не такую задачу, которая несколько важнее, но не требует особого интеллекта

16 После решения задачи, потребовавшей от меня больших умственных усилий, я скорее чувствую облегчение, чем удовлетворение Р

17 Для меня достаточно того, что интересующая меня вещь или инструмент работали; мне не важно, как и почему они работают Р

18 Обычно я достигаю глубокого понимания тех или иных вопросов, даже если они лично меня не касаются

Примечание. Р — реверсивный пункт, требующий перекодировки при подсчете 1=5, 2=4, 3=3, 4=2, 5=1.

При использовании обязательна ссылка на данную статью и на оригинал:

Cacioppo J.T., Petty R.E., & Kao C.F. The efficient assessment of need for cognition// Journal of Personality Assessment. 1984.V. 48. P. 306-307.

RUSSIAN VERSION OF 18-ITEM NEED FOR COGNITION SCALE

Sergei A. Shchebetenko

Perm State University, 15, Bukirev str., Perm, 614990

The history of 30-years long use of the Need for Cognition Scale (NCS, Cacioppo & Petty, 1982) as well as the need for cognition construct itself is briefly considered in the article. Afterwards, the necessity to develop the Russian version of NCS is stressed. In this respect, Russian NCS was invented and tested with the sample of 482 participants. Russian NCS has shown reliable internal consistency (a=.82) as well as the one-factor solution with the exploratory factor analysis. However, somewhat decreased eigenvalue and fit indices in the confirmatory factor analysis were also revealed. Concerning concurrent validity of the scale, NC correlated positively with openness to experience measured with BFI and negatively with right-wing authoritarianism measured with RWAS. In terms of incremental validity of the Russian NCS, it was revealed that NC significantly moderates the relation between openness to experience and right-wing authoritarianism. Results, limitations and future research perspectives are discussed.

Key words: need for cognition; cognitive feelings; metacognitions; personality traits; psychometrics