Research Articles

БЪЛГАРСКА СТАНДАРТИЗАЦИЯ НА СКАЛАТА ЗА СЕБЕОЦЕНКА НА МОРИС РОЗЕНБЕРГ

Bulgarian Standardization of Morris Rosenberg’s Self-Esteem Scale

Маргарита Дилова (Margarita Dilova)*a, Ева Папазова (Eva Papazova)b, Методи Коралов (Metodi Koralov)a

Резюме

Стандартизация на скалата за равнище на себеоценката на Розенберг беше извършена върху извадка от 1498 изследвани лица на възраст от 14 до 64 години. Българският вариант на скалата показа добра вътрешна консистентност (алфа на Кронбах – 0,82). Експлораторният факторен анализ доведе до двуфакторно решение, като негативните айтеми, както в много други изследвания, се обособяват във втори фактор. Не установихме различия между мъжете и жените в равнището на себеоценката. Изследваните, по-възрастни от 30 години, имат малко по-висока себеоценка от по-младитe: t(1496) = 3,52, p < 0,001, размер на ефекта d = 0,18. Средното равнище на себеоценка е с 5 пункта над теоретичната средна на скалата, с което се потвърждава универсално установяваната тенденция към висока себеоценка. Данните от редица изследвания със скалата са в подкрепа на нейната конструктна валидност.

Ключови думи: Скала на Розенберг за измерване на себеоценката, българска стандартизация

Abstract

A Bulgarian standardization of Rosenberg’s Self-Esteem Scale was made on a sample of 1498 subjects, aged 14 through 64. The Bulgarian version of the scale showed high internal consistency (Cronbach’s alpha - .82). Exploratory factor analysis led to a two-factor solution, as in many other studies, with negative items loading on a second factor. There were no sex differences in the level of self-esteem. Subjects older than 30 years had slightly higher self-esteem than younger subjects: t(1496) = 3.52, p < .001, d = 0.18. The mean level of self-esteem was 5 points above the theoretical midpoint of the scale, thus confirming the universal tendency for positive self-evaluation. Several studies gave support for the construct validity of the scale.

Keywords: Rosenberg’s Self-Esteem Scale, Bulgarian standardization

Psychological Thought, 2017, Vol. 10(1), doi:10.5964/psyct.v10i1.211

Received: 2016-11-14. Accepted: 2017-03-16. Published (VoR): 2017-04-28.

Handling Editors: Marius Drugas, University of Oradea, Oradea, Romania; Stanislava Stoyanova, South-West University "Neofit Rilski", Blagoevgrad, Bulgaria

*Corresponding author at: Department of Cognitive Science and Psychology, New Bulgarian University, 21, Montevideo str., 1618 Sofia, Bulgaria. E-mail: dilova@abv.bg

This is an open access article distributed under the terms of the Creative Commons Attribution License (http://creativecommons.org/licenses/by/3.0), which permits unrestricted use, distribution, and reproduction in any medium, provided the original work is properly cited.

Равнището на общата себеоценка е една от най-изследваните личностни характеристики в психологията. Твърди се, че по темата има над 35 000 публикации (Bleidorn et al., 2016). Най-използваният метод за измерване на това равнище е създадената през 1965 година скала на Морис Розенберг (Rosenberg, 1965). Тя далеч превъзхожда по популярност останалите подобни методи, особено от 80-те години насам. Обзорен труд от 1991 година установява, че 25% от изследванията върху себеоценката са извършени с тази скала. Авторите изтъкват, че тя е стандартът, спрямо който се оценяват новосъздаваните методи (Blaskovich & Tomaka, 1991).

У нас скалата също се използва. Откриват се няколко превода от последните години, използвани в различни изследвания: на С. Джонев (Dzhonev, 1996; Papazova & Pencheva, 2008), на З. Ганева (Ganeva, 2010, 2013), на Х. Силгиджиян (as cited in Karabelyova & Doreva, 2010; as cited in Zankova, 2015), на Л. Кръстев и Р. Ангелова, адаптирана и нормирана от Пенева и Стоянова за студенти (Peneva & Stoyanova, 2011).

От 2009 г. ние работим с наш превод на скалата, използван в редица изследвания (напр. Papazova, 2013). Събрали сме значителен обем данни, които включват лица на възраст от 14 до 64 години и могат да послужат като база за извеждане на норми за широк възрастов диапазон.

Същност на конструкта “обща себеоценка” [TOP]

Конструктът „обща себеоценка” произтича от наложилото се в съвременната психология схващане, че човек има едно цялостно оценъчно-емоционално отношение към себе си (вж. напр. Greenberg, 2008). Това схващане съответства на лаическата представа, че хората имат определено равнище на „самочувствие”, високо или ниско. Смята се, че общата себеоценка се формира чрез имплицитен когнитивен процес, обобщаващ оценките, които индивидът прави на отделните свои характеристики и прояви. Отдавна се е утвърдило виждането за равнището на общата себеоценка като за устойчива личностна черта (виж напр. Wells & Marwell, 1976). Съвременни мащабни проучвания потвърждават, че това виждане е основателно. Макар стабилността на общата себеоценка да варира през различни възрастови периоди, като цяло тя е съпоставима със стабилността, наблюдавана при личностовите черти (Trzesniewski, Donnellan, & Robins, 2003).

Скалата на Розенберг [TOP]

Скалата на Розенберг операционализира общата себеоценка чрез 10 общи себеоценъчни твърдения (виж. Таблица 1). Първоначално е прилагана като Гутманова (дихотомна) скала, но понастоящем всички известни ни публикации я използват като скала от непрекъснат тип с Ликертов формат на отговаряне (Heatherton & Wyland, 2003). Изследваните лица оценяват доколко са съгласни с всяко от твърденията, в повечето публикации по четиристепенна скала (Schmitt & Allik, 2005), срещат се и такива с повече степени. Няма единство относно цифровите означения на степените в литературата, включително и в българската. Самият Розенберг използва скала от 0 до 3 (Rosenberg, 1965), но много други автори – от 1 до 4.

Скалата първоначално е разработена за юношеска възраст, но се е наложила и за използване при възрастни.

Скалата е преведена и адаптирана в много страни. Шмит и Алик сравняват данни от 53 държави (Schmitt & Allik, 2005).

В повечето изследвания вътрешната консистентност на скалата е много добра. В проучването на Шмит и Алик, обхващащо 17 хиляди души, средният коефициент „алфа на Кронбах“ е равен на 0,81, като варира от 0,45 в Конго до 0,90 във Великобритания и Израел. (Скалата има ниска вътрешна консистентност и в други африкански страни, като Етиопия и Танзания, което говори за някаква още неизяснена културна специфика. Във всички останали страни от Европа, Азия и двете Америки консистентността е много добра.)

Метод [TOP]

Преводът на скалата [TOP]

Преводът на скалата беше извършен от трима психолози и един професионален преводач. След съвместно обсъждане беше оформен окончателният му вариант. Таблица 1 представя оригиналните и преведените айтеми.

Таблица 1

Айтемите от скалата за себеоценка и българският им превод

Оригинал Превод
1. I feel that I am a person of worth, at least on an equal plane with others. 1. Чувствам, че съм поне толкова ценен човек, колкото и другите.
2. I feel that I have a number of good qualities. 2. Мисля, че имам някои добри качества.
3. All in all, I am inclined to feel that I am a failure. 3. Като цяло съм склонен да се чувствам като неудачник.
4. I am able to do things as well as most other people. 4. Мога да правя нещата толкова добре, колкото и повечето хора.
5. I feel I do not have much to be proud of. 5. Чувствам, че няма с какво да бъда особено горд.
6. I take a positive attitude toward myself. 6. Имам добро мнение за себе си.
7. On the whole, I am satisfied with myself. 7. Като цяло съм доволен от себе си.
8. I wish I could have more respect for myself. 8. Иска ми се да можех да уважавам себе си повече.
9. I certainly feel useless at times. 9. Понякога се чувствам безполезен.
10. At times I think I am no good at all. 10. Понякога си мисля, че не ставам за нищо.

Забележка. Номерата на айтемите съответстват на реда им във въпросника според Rosenberg (1965).

Изследвани лица [TOP]

Данните за настоящото изследване са събрани от шест отделни емпирични изследвания. Общият брой изследвани е 1498, възрастта варира от 14 до 64 години. Мъжете са 577 на брой, а жените – 921. Във възрастов план 38% от изследваните са до 18 години, 22% - между 19 и 29, останалите 40% - на 30 и повече; 568 са ученици от различни класове между 7 и 12 клас, от 11 училища в София, Пловдив, Стара Загора, Берковица, Долна Баня и село Балан; 374 са студенти от различни специалности и висши училища; останалите 556 са възрастни с различни професии, на възраст между 20 и 65 години; 122 от тях са със средно образование, а останалите – с висше. От цялата извадка 70% живеят в столицата, 13% - в голям град, 14%– в малък град и 3% в село. Извадката е далеч от представителност по отношение на местоживеенето, но проверката в рамките на една по-балансирана в това отношение извадка (Ivanova, 2011) показва, че този фактор не оказва влияние върху равнището на себеоценката.

Резултати [TOP]

Разпределение на отговорите [TOP]

Данните за разпределението на отговорите на отделните айтеми са представени в таблица 2.

Таблица 2

Процентно разпределение на отговорите на отделните айтеми, средни стойности и стандартни отклонения

Твърдение 1 Изобщо не съм съгласен/а 2 По-скоро не съм съгласен/а 3 По-скоро съм съгласен/а 4 Напълно съм съгласен/а M SD
1. Чувствам, че съм поне толкова ценен човек, колкото и другите. 4,1% 9,7% 40,7% 45,5% 3,3 0,80
2. Мисля, че имам някои добри качества. 4,7% 5,7% 43,3% 46,3% 3,3 0,78
3. Като цяло съм склонен да се чувствам като неудачник. 49,5% 32,6% 12,3% 5,6% 3,3 0,88
4. Мога да правя нещата толкова добре, колкото и повечето хора. 5,6% 9,7% 43,9% 40,8% 3,2 0,83
5. Чувствам, че няма с какво да бъда особено горд. 33,8% 36,2% 20,9% 9,7% 3,0 0,95
6. Имам добро мнение за себе си. 4,9% 10,1% 42,4% 42,6% 3,2 0,82
7. Като цяло съм доволен от себе си. 4,1% 10,6% 52,3% 33,0% 3,1 0,76
8. Иска ми се да можех да уважавам себе си повече. 23,6% 34,6% 22,4% 19,4% 2,4 1,05
9. Понякога се чувствам безполезен. 28,8% 35,8% 26,6% 8,8% 2,8 0,94
10. Понякога си мисля, че не ставам за нищо. 9,4% 22,0% 35,0% 33,6% 2,9 0,96

Забележка. М – средна аритметична стойност; SD – стандартно отклонение. Контраиндикативните айтеми са прекодирани, така че по-високата средна стойност означава по-висока себеоценка. Практиката в литературата е при обобщаване на отговорите по тази скала да се дават средните стойности и стандартните отклонения – например Franck, DeRaedt, Barbez, & Rosscel, 2008; Pullmann & Allik, 1998.

Вижда се, че много малък процент изследвани лица дават отговори, които са индикатори за ниска себеоценка. Изключение прави твърдението «Иска ми се да можех да уважавам повече себе си», с което по около 20% от изследваните се съгласяват «по-скоро» и «напълно». Също така около 20% са по-скоро склонни да се съгласят, че няма с какво да бъдат особено горди. При останалите айтеми същественото разграничение е между хора, които са по-скоро съгласни с позитивните твърдения и такива, които са напълно съгласни (съответно по-скоро несъгласни и напълно несъгласни с негативните твърдения). Данните потвърждават заключението на много други изследователи (виж Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003; Schmitt & Allik, 2005), че в неклиничните извадки много малко хора имат истински ниска себеоценка и скалата разграничава предимно между хората с висока и с много висока себеоценка.

Графика 1 показва разпределението на общите балове за равнище на себеоценката.

Графика 1

Честотно разпределение на баловете на самооценката.

От графика 1 се вижда, че баловете се струпват вдясно от средата на скалата, което потвърждава тенденцията към позитивно себеоценяване. Графиката показва, че ако се изключат баловете на стойност под 21 точки, които са много малко на брой, останалите балове имат идеално на вид нормално разпределение в диапазона между 22 и 40 точки. Коефициентът на асиметрия е – 0,49, а стандартната му грешка – 0,06, което говори, че разпределението като цяло може да се приеме за нормално. Средният бал е 30,51, стандартното отклонение – 5,41, размахът – между минималната и максималната възможни стойности (10 – 40 точки). Тази средна стойност е много близка до стойността 30,85, получена от Шмит и Алик върху извадката от 53 държави (Schmitt & Allik, 2005), както и до стойността от 30,27, получена от Пенева и Стоянова (Peneva & Stoyanova, 2011) върху голяма извадка от български студенти. Стойността е с 5 точки над теоретичната средна на скалата, с което и нашето изследване потвърждава тенденцията към позитивно себеоценяване, установена от Шмит и Алик като универсална (Schmitt & Allik, 2005).

Вътрешна консистентност на скалата [TOP]

Коефициентът «алфа на Кронбах» възлиза на 0,82, което представлява много добра консистентност. Коефициентът е съвсем близо до средния, получен от интернационалното изследване на Шмит и Алик (Schmitt & Allik, 2005). Премахването на нито един от айтемите не го повишава, както показва таблица 3.

Таблица 3

Данни за консистентността на скалата

Айтем Nº Корелация с общия бал Алфа при премахване на айтема
1 0,49 0,80
2 0,55 0,79
3 0,54 0,79
4 0,50 0,80
5 0,50 0,80
6 0,61 0,79
7 0,46 0,80
8 0,45 0,80
9 0,32 0,82
10 0,59 0,78

Факторна структура [TOP]

Според Розенберг (Rosenberg, 1965) общата себеоценка е едноизмерна характеристика и конструирането на скалата изхожда от тази концепция. Голяма част от изследванията потвърждават това виждане. Например Шмит и Алик в своето междукултурно изследване върху 53 нации намират за доминиращо еднофакторното решение (Schmitt & Allik, 2005). В някои изследвания обаче се получава двуфакторно решение (напр. Carmines & Zeller, 1979 – as cited in Schmitt & Allik, 2005; Tafarodi & Milne, 2002), като позитивно формулираните айтеми, изразяващи висока себеоценка, формират първи фактор, обясняващ значителна част от дисперсията, а негативно формулираните, «обратни» айтеми – втори, по-слаб фактор. Разпространено мнение е, че това е методически артефакт. Според Марш (Marsh, 1996) в проучванията преобладават млади изследвани лица, които се затрудняват при възприемането на негативните айтеми и отговарят на тях неконсистентно с позитивните. Съществува обаче и мнението, че не се касае за методически артефакт, а за съдържателно разграничение между позитивен и негативен Аз-образ, които образи отразяват различен опит (Owens, 1994). Хуанг и Донг обаче, след метаанализ на 23 изследвания с над 32 хиляди участници, установяват, че позитивният и негативният фактор корелират толкова високо, че е по-добре да се приеме еднофакторното решение (Huang & Dong, 2012). Но в адаптацията на Пенева и Стоянова (Peneva & Stoyanova, 2011) тези два фактора излизат като равностойни и ортогонални, обясняващи съответно 26,7% и 24,5% от дисперсията. Пенева и Стоянова ги наричат «самоподценяване» и «самоуважение» и ги препоръчват като две субскали, всяка от които има добра надеждност (алфа на Кронбах съответно 0,73 и 0,77).

Други автори (Tafarodi & Milne, 2002) разграничават също два фактора, но различни по съдържание. В един фактор се обособяват айтемите, изразяващи оценка на собствените качества и способности (“self-assessment”), например «Мога да правя нещата толкова добре, колкото и повечето хора”, „Мисля, че имам някои добри качества”, а в друг – айтеми, отнасящи се до морална себеоценка, обща привлекателност и други аспекти на социалната ценност („self-acceptance”), например “Като цяло съм доволен от себе си”. Подобен резултат получават Richardson, Ratner, and Zumbo (2009), но като използват само 6 айтема от скалата.

Извършихме факторен анализ по най-широко използвания метод на главните компоненти. Тъй като и теоретично, и въз основа на емпиричните данни (Huang & Dong, 2012) трябва да се очакват корелиращи фактори, проведохме скосена ротация по метода direct oblimin. Получиха се два фактора със собствени стойности по-големи от единица. Таблица 4 показва факторните тегла на айтемите по тези два фактора. Показани са само факторните тегла, по-големи или равни на 0,40.

Таблица 4

Резултати от факторния анализ на скалата

Айтем Тегло по фактор:
1 2
Като цяло съм доволен от себе си. 0,469
Понякога си мисля, че не ставам за нищо. 0,726
Понякога се чувствам безполезен. 0,772
Мисля, че имам някои добри качества. 0,804
Чувствам, че съм поне толкова ценен човек, колкото и другите. 0,819
Като цяло съм склонен да се чувствам като неудачник. 0,545
Мога да правя нещата толкова добре, колкото и повечето хора. 0,738
Чувствам, че няма с какво да бъда особено горд. 0,490
Иска ми се да можех да уважавам себе си повече. 0,766
Имам добро мнение за себе си. 0,644
Обяснена дисперсия 38,93% 14,15%

Таблица 4 показва, че и в нашето изследване контраиндикативните айтеми формират отделен втори фактор. Двата фактора са ясно обособени, няма нито един айтем с високо тегло и по двата. Корелацията между факторите е 0,36. Тази корелация между позитивните и негативните айтеми е сравнително ниска. Както показва междукултурното изследване на Шмит и Алик (Schmitt & Allik, 2005), в повечето страни корелациите са около 0,50. Това говори, че по-скоро имаме основание да приемем двуфакторното решение. По-нататъшни изследвания са необходими, за да се изясни психологическото естество на тези два фактора. Засега се въздържаме да ги третираме като две различни психологически променливи.

Полови различия [TOP]

Има много данни за разлика между мъжете и жените относно равнището на общата себеоценка, които са разнообразни – разлика в полза на мъжете (Bagley, Bolitho, & Bertrand, 1997; Franck, DeRaedt, Barbez, & Rosseel, 2008; Martín-Albo, Núñez, Navarro, & Grijalvo, 2007), разлика в полза на жените (Galanou, Galanakis, Alexopoulos, & Darviri, 2014; Peneva & Stoyanova, 2011) или липса на значима разлика (Pullmann & Allik, 2000). Mетаанализи върху голям обем от данни, получени с различни методи, показват, че преобладава тенденцията мъжете да имат малко по-висока себеоценка (Bleidorn et al., 2016; Kling, Hyde, Showers, & Buswell, 1999). Обобщавайки данните от 97 121 изследвани лица, Kling et al. (1999) получават среден размер на ефекта от 0,21. Установява се, че ефектът зависи от възрастта – той е най-голям през късното юношество (d = 0,33).

Таблица 5 показва резултатите от съпоставянето на средните балове при мъжете и жените в нашето изследване.

Таблица 5

Средни стойности и стандартни отклонения на бала за себеоценка при мъжете и жените

пол брой изследвани средна стойност стандартно отклонение
мъже 577 30,40 5,93
жени 921 30,58 5,07

Сравнението на средните балове чрез Т-тест показа, че те не се различават съществено - t(1496) = 0,61; р = 0,54. Баловете на мъжете обаче варират малко повече от тези на жените - F(575, 920) = 16,95; p < 0,001.

Липсата на значими различия в себеоценките на мъжете и жените позволява да обединим техните данни в обща извадка.

Възрастови различия [TOP]

Според редица автори (Bleidorn et al., 2016; Orth & Robins, 2014) относно връзката между равнището на себеоценката и възрастта има ясно установена тенденция – и при двата пола равнището се повишава от късното юношество до средна възраст.

Възрастта на участниците в нашето изследване варира от 14 до 65 години. Корелацията между възрастта и равнището на себеоценката е r(1496) = 0,16. Поради големия размер на извадката корелацията е значима при най-строго ниво (p < 0,001), но връзката е слаба.

За да изследваме връзката на възрастта със себеоценката разделихме изследваните на три групи – юноши, младежи между 19 и 29 години или „възникващи възрастни”, както се определят в последно време (emerging adulthood - Arnett, 2000) и възрастни. Таблица 6 показва описателните статистики на общия бал за себеоценка в тези групи.

Таблица 6

Описателни статистики на общия бал на себеоценката по възрастови групи

Статистики Юноши
(14-18 години)
Младежи
(19-29 години)
Възрастни
(30-64 години)
брой изследвани 65 (38%) 327 (22%) 606 (40%)
среден бал 29,91 30,48 31,09
стандартно отклонение 6,00 5,19 4,87

Дисперсионният анализ на данните от таблица 6 показа, че средният бал на трите възрастови групи се различава статистически значимо: F(2, 1492) = 13,53; p < 0,001. Сравнението между групите чрез критерия на Шефе установи, че групата на възрастните има статистически значимо по-висок среден бал от групите на юношите и младежите (p < 0,001), а между юношите и младежите няма разлика (p < 0,34).

Двуфакторният дисперсионен анализ с включването на фактора «пол» показа, че тези възрастови различия са характерни и за двата пола, няма статистически значимо взаимодействие между факторите “пол” и „възраст” (F(2, 1492) = 2,38; p = 0,09).

Гореизложеният анализ позволява да обединим юношите и младежите в една обща извадка на младите хора (N = 892). Предвид значителната й големина тези данни могат да служат като сравнително достоверна норма за юноши и млади възрастни (до 30 години). Средният бал на възрастните (от 30 до 64 години), изчислен върху извадка от 606 души, е много малко по-висок, но разликата е статистически значима: t(1496) = 3,52, p < 0,001, pазмерът на ефекта d е 0,18). Така нашите данни потвърждават установената тенденция на повишаване на себеоценката от младостта към зрелостта (Bleidorn et al., 2016), но при нас тенденцията е доста слаба. Нормативните стойности, представени като средно аритметично и стандартно отклонение, са дадени в таблица 7.

Таблица 7

Нормативни стойности за измерването на общата себеоценка

възрастова група брой изследвани средно аритметично стандартно отклонение
14 – 29 години 892 30,12 5,72
30 – 64 години 606 31,09 4,87

Данни за конструкт-валидност на скалата [TOP]

Проучена е връзката на себеоценката с голям брой форми на поведение и личностни характеристики (Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003). Най-тясна връзка се установява между високата себеоценка и психичното благополучие и ниската себеоценка и депресивността. Ниската себеоценка съпътства също хранителните разстройства (анорексия и булимия), злоупотребата с тютюн и алкохол в юношеска възраст, ниският успех в училище. Така че доброто равнище на себеоценка, (без крайно високите стойности, които се разглеждат като израз на неадекватна себепреценка и се регистрират чрез въпросници за нарцисизъм) се очертава като признак на психичното здраве и благополучие.

Редица изследвания съпоставят равнището на себеоценката с петте големи личностни характеристики. Очертава се устойчива тенденция себеоценката да корелира умерено положително с екстраверсията, съвестността и дружелюбността (agreeablenes) и силно отрицателно с невротизма (Aluja, Rolland, Garcia, & Rossier, 2007; Franck et al., 2008; Robins, Hendin, & Trzesniewski, 2001). Отбелязват се и корелации с по-специфични компоненти на тези черти, като положителна корелация с оптимизма и отрицателна със стеснителността (Robins et al., 2001). Шмит и Алик потвърждават установените корелации с петте големи черти в междукултурен план, анализирайки данни от 53 страни (Schmitt & Allik, 2005).

Като форма на конструктна валидност разполагаме с данни за връзките на себеоценката с редица личностни характеристики, които са показани в таблица 8.

Таблица 8

Връзки на равнището на себеоценката с други личностни характеристики

Личностна характеристика Метод на измерването Корелационен коефициент на Пирсън Брой изследвани Източник
екстраверсия EPQ (Paspalanov, Shtetinski, & Ayzenck, 1984) 0,34*** 106 Ivanova (2014)
невротизъм EPQ (Paspalanov, Shtetinski, & Ayzenck,1984) -0,40*** 106 Ivanova (2014)
бърнаут при учители The Maslach Burnout Inventory, (Tzenova, 1992) -0,30*** 106 Ivanova (2014)
личностна тревожност Скала на Спилбъргър (Shtetinski & Paspalanov, 1989) -0,77*** 60 Dilova (2016)
оптимизъм Velichkov & Radoslavova (2005а) 0,48*** 60 Dilova (2016)
песимизъм Velichkov & Radoslavova (2005a) -0,37*** 60 Dilova (2016)
стеснителност Bortnik, Henderson & Zimbardo (2002); непубл. адаптация на Г. Карастоянов (лична комуникация) -0,57*** 60 Dilova (2016)
самота Russell (1996) -0,38** 60 Koteva (2014)
потребност от постижение Paspalanov & Shtetinski (1985) 0,45** 43 (само при мъжете) Mihaylova, (2008)
локализация на контрола Velichkov & Radoslavova (2005b) -0,49*** 50 Velinova (2011)
адаптивен перфекционизъм Rasheva (2010) 0,40** 50 Vasev (2013)
дезадаптивен перфекционизъм Rasheva (2010) -0,34* 50 Vasev (2013)

*p < 0,05. **p < 0,01. ***p < 0,001.

От таблица 8 се вижда, че скалата за себеоценка на Розенберг е свързана с редица други личностни характеристики по очаквания начин – корелира положително с адаптивните характеристики (оптимизъм, потребност от постижение, вътрешна локализация на контрола, адаптивен перфекционизъм) и отрицателно с дезадаптивните (невротизъм, бърнаут, тревожност, песимизъм, стеснителност, самота, дезадаптивен перфекционизъм). Екстраверсията не може да се определи като адаптивна или дезадаптивна характеристика. Връзката й със себеоценката навярно се дължи на повишената склонност на екстравертите към позитивни емоции и подкрепящата самочувствието роля на повишената социабилност. Като цяло тези данни са в подкрепа на конструктната валидност на скалата, но, поради малките извадки, корелациите не могат да се приемат за отразяващи достоверно степента на връзката с отделните личностни характеристики.

Заключение [TOP]

В настоящото изследване скалата на Розенберг показа добри психометрични качества, съвпадащи с установените в литературата (Blaskovich & Tomaka, 1991; Schmitt & Allik, 2005). Почти напълно съвпадат както данните за консистентност, така и средните стойности. Въз основа на значителните извадки и за двете възрастови групи можем да препоръчаме изведените норми за използване при индивидуална диагностика.

Трябва да отбележим, че не сме проверили ре-тест надеждността, което ще бъде направено в следващи проучвания. Изследването ни потвърди, макар и като сравнително слаба тенденция, установеното в литературата нарастване на себеоценката от млада възраст към зрелостта (Bleidorn et al., 2016). Не се потвърди обаче малката разлика в полза на мъжкия пол, която се наблюдава в чуждестранната литература (Bleidorn et al., 2016). Категорично се потвърди обаче, както и в преобладаващата част от досегашните изследвания (виж Schmitt & Allik, 2005) тенденцията към позитивно себеоценяване.

Финансиране [TOP]

Авторите не са получили финансиране, което да докладват.

Конфликт на интереси [TOP]

Авторите декларират, че не съществува конфликт на интереси.

Благодарности [TOP]

Авторите изказват благодарност на Дамяна Иванова за предоставените от нея данни. Авторите не са получили друга помощ/подкрепа, която да докладват.

Литература [TOP]

  • Aluja, A., Rolland, J. P., Garcia, L. F., & Rossier, J. (2007). Dimensionality of the Rosenberg Self-Esteem Scale and its relationships with the three and five factor personality models. Journal of Personality Assessment, 88(2), 246-249. doi:10.1080/00223890701268116

  • Arnett, J. J. (2000). Emerging adulthood: A theory of development from the late teens through the twenties. The American Psychologist, 55(5), 469-480. doi:10.1037/0003-066X.55.5.469

  • Bagley, C., Bolitho, F., & Bertrand, L. (1997). Norms and construct validity of the Rosenberg Self-Esteem Scale in Canadian high school populations: Implications for counselling. Canadian Journal of Counselling, 31(1), 82-92.

  • Baumeister, R. F., Campbell, J. D., Krueger, J. I., & Vohs, K. D. (2003). Does high self-esteem cause better performance, interpersonal success, happiness, or healthier life-styles? Psychological Science in the Public Interest, 4(1), 1-44. doi:10.1111/1529-1006.01431

  • Blaskovich, J., & Tomaka, J. (1991). Measures of self-esteem. In J. Robinson, P. Shaver, & L. Wrightsman (Eds.), Measures of personality and social psychological attitudes (pp. 115-160). San Diego, CA, USA: Academic Press.

  • Bleidorn, W., Arslan, R. C., Denissen, J. J. A., Rentfrow, P. J., Gebauer, J. E., Potter, J., & Gosling, S. D. (2016). Age and gender differences in self-esteem – A cross-cultural window. Journal of Personality and Social Psychology, 111(3), 396-410. doi:10.1037/pspp0000078

  • Bortnik, K., Henderson, L., & Zimbardo, P. (2002, November). Distribution of open-access publications in USA. Poster session presented at the 36th annual conference of the Association for the Advancement of Behavior Therapy, Reno, NV. Retrieved from http://shyness.com/wp-content/uploads/2002/AABTShyQposterhandout.pdf

  • Dilova, M. (2016). Kakvi hora se strahuvat ot uspeha [What kind of people fear success]. In G. Gercheva-Nestorova (Ed.), XV mejdunarodna konferencia “Prilojna psihologia I socialna praktika” [XV international conference “Applied psychology and social practice”] (pp. 108-118). Varna, Bulgaria: Varna Free University.

  • Dzhonev, S. (1996). Sotsialna psihologiya [Social psychology] (Vol. 2). Sofia, Bulgaria: Sofi-R.

  • Franck, E., DeRaedt, R., Barbez, C., & Rosseel, J. (2008). Psychometric properties of the Dutch Rosenberg Self-Esteem Scale. Psychologica Belgica, 48(1), 25-35. doi:10.5334/pb-48-1-25

  • Galanou, C., Galanakis, M., Alexopoulos, E., & Darviri, C. (2014). Rosenberg Self-Esteem Scale: Greek validation on student sample. Psychology, 5(8), 819-827. doi:10.4236/psych.2014.58093

  • Ganeva, Z. (2010). Sotsialni identichnosti i psihichno blagopoluchie [Social identities and psychological well-being]. Sofia, Bulgaria: Valdeks.

  • Ganeva, Z. (2013). Oshte neshto za raka na gardata [Another thing about breast cancer]. Sofia, Bulgaria: Elestra.

  • Greenberg, J. (2008). Understanding the vital human quest for self-esteem. Perspectives on Psychological Science, 3(1), 48-55. doi:10.1111/j.1745-6916.2008.00061.x

  • Heatherton, T. F., & Wyland, C. L. (2003). Assessing self-esteem. In S. J. Lopez & C. R. Snyder (Eds.), Positive psychological assessment: A handbook of models and measures (pp. 219-233). Washington, DC, USA: American Psychological Association.

  • Huang, C., & Dong, N. (2012). Factor structures of the Rosenberg Self-Esteem Scale: A meta-analysis of pattern matrices. European Journal of Psychological Assessment, 28(2), 132-138. doi:10.1027/1015-5759/a000101

  • Ivanova, D. (2011). Lichnostni determinanti na prestizhnoto potreblenie [Personality determinants for prestigious consumption] (Unpublished doctoral dissertation). Sofia University “St.Kliment Ohridski”, Sofia, Bulgaria.

  • Ivanova, T. (2014). Prezhivyavaneto na barnaut pri uchiteli i vrazkata mu sas sebeotsenkata i lichnostnite dimensii na Ayzenk [The experience of burnout in teachers and its relationship with self-esteem and the personality dimensions of Eysenck] (Unpublished bachelor’s thesis). New Bulgarian University, Sofia, Bulgaria.

  • Karabelyova, S., & Doreva, D. (2010). Psihologicheski aspekti na karierniya izbor [Psychological aspects of career choice]. In N. Shumanova (Ed.), Yearbook of the University of Sofia, St. Kliment Ohridski, Department of Philosophy (Vol. 103, pp. 91-118). Sofia, Bulgaria: University of Sofia.

  • Kling, K. C., Hyde, J. S., Showers, C. J., & Buswell, B. N. (1999). Gender differences in self-esteem: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 125(4), 470-500. doi:10.1037/0033-2909.125.4.470

  • Koteva, E. (2014). Vzaimovrazka mezhdu samota i samootsenka [Relationship between loneliness and self-esteem] (Unpublished bachelor’s thesis). New Bulgarian University, Sofia, Bulgaria.

  • Marsh, H. W. (1996). Positive and negative global self-esteem: A substantively meaningful distinction or artifact? Journal of Personality and Social Psychology, 70(4), 810-819. doi:10.1037/0022-3514.70.4.810

  • Martín-Albo, J., Núñez, J. L., Navarro, J. G., & Grijalvo, F. (2007). The Rosenberg Self-Esteem Scale: Translation and validation in university students. The Spanish Journal of Psychology, 10(2), 458-467. doi:10.1017/S1138741600006727

  • Mihaylova, V. (2008). Vzaimovrazka mezhdu samootsenka i potrebnost ot postizhenie pri studenti [Relationship between self-esteem and need for achievement in students]. (Unpublished bachelor’s thesis). New Bulgarian University, Sofia, Bulgaria.

  • Orth, U., & Robins, R. W. (2014). The development of self-esteem. Current Directions in Psychological Science, 23(5), 381-387. doi:10.1177/0963721414547414

  • Owens, T. J. (1994). Two dimensions of self-esteem: Reciprocal effects of positive self-worth and self-deprecation on adolescent problems. American Sociological Review, 59(3), 391-407. doi:10.2307/2095940

  • Papazova, E. (2013). Lichnostni harakteristiki i sotsialni problemi v yunoshestvoto [Personality characteristics and social problems at adolescence]. Sofia, Bulgaria: MIV Consult.

  • Papazova, E., & Pencheva, E. (2008). Adolescent self-esteem and psychological type. Journal of Psychological Type, 68(8), 68-77.

  • Paspalanov, I., Shtetinski, D., & Ayzenck, S. B. (1984). Balgarska adaptatsiya na lichnostniya vaprosnik na H. Ayzenck [Bulgarian adaptation of the H. Eysenck questionnaire]. Psihologia, 5, 279-291.

  • Paspalanov, I., & Shtetinski, D. (1985). Konstruirane i validizatsiya na balgarska skala za potrebnost ot postizheniya [Construction and validation of a Bulgarian Scale for measuring the need of achievement]. In T. Tzanev (Ed.), Yearbook of the University of Sofia, St. Kliment Ohridski, Department of Philosophy (Vol. 78, pp. 29-54). Sofia, Bulgaria: University of Sofia.

  • Peneva, I., & Stoyanova, S. (2011). Adaptatsiya na skalata na M. Rozenberg za izsledvane na globalnata samootsenka [Adaptation of the scale of M. Rosenberg Self-Esteem Scale]. In G. Gercheva-Nestorova (Ed.), Prilojna psihologia I socialna praktika [Applied psychology and social practice] (Vol. 2, pp. 117-128). Varna, Bulgaria: Varna Free University.

  • Pullmann, H., & Allik, J. (2000). The Rosenberg Self-Esteem Scale: Its dimensionality, stability and personality correlates in Estonian. Personality and Individual Differences, 28, 701-715. doi:10.1016/S0191-8869(99)00132-4

  • Rasheva, M. (2010). Metod za izmervane na perfektsionizam [Method for measurement of perfectionism]. Psihologichni izsledvaniya, 1, 107-120.

  • Richardson, C. G., Ratner, P. A., & Zumbo, B. D. (2009). Further support for multidimensionality within the Rosenberg Self-Esteem Scale. Current Psychology, 28(2), 98-114. doi:10.1007/s12144-009-9052-3

  • Robins, R. W., Hendin, H. M., & Trzesniewski, K. H. (2001). Measuring global self-esteem: Construct validation of a single-item measure and the Rosenberg Self-Esteem Scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 27(2), 151-161. doi:10.1177/0146167201272002

  • Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ, USA: Princeton University Press. (Revised edition: Middletown, CT, USA: Wesleyan University Press, 1989)

  • Russell, D. W. (1996). UCLA Loneliness scale (Version 3): Reliability, validity and factor structure. Journal of Personality Assessment, 66(1), 20-40. doi:10.1207/s15327752jpa6601_2

  • Schmitt, D. P., & Allik, J. (2005). Simultaneous administration of the Rosenberg Self-Esteem scale in 53 nations. Journal of Personality and Social Psychology, 89(4), 623-642. doi:10.1037/0022-3514.89.4.623

  • Shtetinski, D., & Paspalanov, I. (1989). Metodichesko posobie za rabota s balgarskata forma na vaprosnika za otsenka na trevozhnostta na Ch. Spilbargar [Methodological tool for working with Bulgarian form of questionnaire for assessment of anxiety of Charles Spielberger]. Sofia, Bulgaria: Bulgarian Academy of Sciences, Institute of Psychology.

  • Tafarodi, R. W., & Milne, A. B. (2002). Decomposing global self-esteem. Journal of Personality, 70(4), 443-483. doi:10.1111/1467-6494.05017

  • Trzesniewski, K. H., Donnellan, M. B., & Robins, R. W. (2003). Stability of self-esteem across the life span. Journal of Personality and Social Psychology, 84(1), 205-220. doi:10.1037/0022-3514.84.1.205

  • Tzenova, B. (1992). Vaprosnik na Maslach za opredelyane sindroma na burnout [A questionnaire of Maslach for measuring the burnout syndrome] (Authorized translation). Sofia, Bulgaria: National Center for Hygiene and Medical Ecology.

  • Vasev, M. (2013). Ima li vraska mezhdu perfectionisam I sebeotsenka? [Is there a relationship between perfectionism and self-esteem?] (Unpublished bachelor’s thesis), New Bulgarian University, Sofia.

  • Velichkov, A., & Radoslavova, M. (2005a). Metod za otsenka na optimizam i negativni ochakvaniya [Method for the assessment of optimism and negative expectations]. In M. Radoslavova & A. Velichkov (Eds.), Metodi za psychodiagnostica [Methods for psychodiagnostic] (pp. 27-35). Sofia, Bulgaria: Pandora Prim.

  • Velichkov, A., & Radoslavova, M. (2005b). Metod za otsenka na lokalizatsiyata na kontrola. [Method for assessment of localization of control]. In M. Radoslavova & A. Velichkov (Eds.), Metodi za psychodiagnostica [Methods for psychodiagnostic] (pp. 21-26). Sofia, Bulgaria: Pandora Prim.

  • Velinova, M. (2011). Vrazka mezhdu straha ot uspeha, lokalizatsiyata na kontrola i ravnishteto na sebeotsenkata [Relationship between fear of success, locus of control and level of self-esteem]. (Unpublished bachelor’s thesis). New Bulgarian University, Sofia, Bulgaria.

  • Wells, L. E., & Marwell, G. (1976). Self-esteem. London, United Kingdom: Sage.

  • Zankova, K. (2015). Interaktivni efekti na protektivnite lichnostni resursi i depresivnata simptomatika varhu psihichnoto zdrave [Interactive effects of personal protective resources and depressive symptoms on mental health]. (Unpublished doctoral dissertation). Sofia University, Sofia, Bulgaria.

About the Authors [TOP]

Assoc. Prof. Margarita Dilova has majored in Psychology at the Technical University of Dresden, Germany. She has defended her PhD at the Institute of Psychology of the Bulgarian Academy of Sciences. She now teaches at the New Bulgarian University in Sofia. Her main research interests are in the fields of personality psychology. She is author of one monograph, co-author of two other monographs and of about 30 scientific articles in Bulgarian, English, German and Russian.

Assoc. Prof. Eva Papazova has majored in Psychology at Sofia University “St. Kliment Ohridski”. She has defended her PhD degree at the Institute of Psychology – Bulgarian Academy of Sciences. She works in the Department of Psychology at the Institute for Population and Human Studies – BAS. Her main research interests are in the areas of developmental, personality and cross-cultural psychology. She is an author of one monograph and more than 40 scientific publications in Bulgarian and English.

Assist. Prof. Metodi Koralov has majored in Psychology and has obtained his PhD degree at Sofia University “St. Kliment Ohridski”. Now he teaches at the New Bulgarian University in Sofia. His main research interests are in the areas of social psychology, developmental psychology and methodology of psychological investigations. He has published a number of articles in Bulgarian, English and French.