Разработка короткой версии шкал из методики Дж. Даккита

Григорьев Дмитрий Сергеевич Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики»

Проблема изучения психологии авторитаризма в России перио­дически поднималась исследователями (Абалакина, Агеев, МакФарланд, 1990; McFarland, Ageyev, Abalakina-Paap, 1992; McFarland, Ageyev, Djintcharadze, 1996; Дьяконова, Юртайкин, 2000; Гри­горьева, 2012; Гулевич, Аникеенок, Без­менова, 2014; Григорьев, 2017), однако широкого распространения эта темати­ка в отечественной психологии так и не получила. Отчасти это можно объяснить отсутствием соответствующего доступ­ного инструментария на русском язы­ке. Например, на сегодняшний день для исследователей доступны лишь два ва­рианта адаптации шкалы авторитариз­ма правого толка, проведенной С. Мак­Фарландом и его коллегами (McFarland, Ageyev, Abalakina-Paap, 1992) и Н.А. Дья­коновой (Дьяконова, Юртайкин, 2000). Также проведена адаптация шкалы веры в опасный и конкурентный мир, которая является важной частью инструментария для исследования авторитаризма (Гуле­вич, Аникеенок, Безменова, 2014).

Современные требования к шкалам за­частую включают в себя не только необ­ходимость обеспечения надежных и ва­лидных измерений, но и краткость как длины формулировок пунктов вопросов, так и их количества. Количество пунктов особенно критично в случае применения комплексных статистических методов анализа данных, таких как моделирова­ние структурных уравнений, при исполь­зовании которого рецензенты ведущих журналов достаточно требовательны к размеру выборки. Например, соглас­но популярному т.н. «правилу большого пальца», необходимо иметь по 5–10 на­блюдений на оцениваемый в модели па­раметр, хотя и было показано, что это не всегда оправдано (Wolf et. al., 2013). Немаловажным является и тот факт, что опросники, состоящие из коротких шкал, охотнее заполняются респондентами, т.к. это требует меньше усилий и времени. Поэтому, особенно в последнее время, разработка коротких версий шкал явля­ется важный задачей исследователей все­го мира. Разнообразные короткие версии шкал авторитаризма правого толка так­же активно разрабатываются (см. напр. Beierlein et al., 2014; Aichholzer, Zeglovits, 2015).

Настоящее исследование посвещено разработке короткой версии шкал из ме­тодики Дж. Даккита (авторитаризм пра­вого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир), которая позволяет ком­плексно подойти к проблеме изучения психологии авторитаризма. В данной ра­боте, опираясь на опыт предыдущих ис­следований (Funke, 2005; van Hiel et al., 2007; Mavor, Louis, Sibley, 2010; Duckitt, Bizumic, 2013), было рассмотрено не­сколько вариантов измерительной мо­дели, содержащей различное количество факторов и субфакторов.

Двухкомпонентная модель Дж. Даккита

На сегодняшний день в социальной психологии многими исследователями активно поддерживается и развивается комплексный подход к изучению автори­таризма, сформулированный Дж. Дакки­том в рамках двухкомпонентной модели (dual process model) (Duckitt, 2001).

Двухкомпонентная модель Дж. Дакки­та содержит два относительно независи­мых мотивационных измерения, отража­ющих установки на поддержание:

1. социальной сплоченности, порядка, стабильности и коллективной безопас­ности («авторитаризм правого толка»);

2. группового доминирования и превос­ходства («ориентация на социальное доминирование»).

Поддержание этих мотивационных це­лей, по мнению автора, зависит от пред­ставлений о социальном мире как об (1) опасном и угрожающем («вера в опасный мир»), и как об (2) конкурентном и оже­сточенном («вера в конкурентный мир»). Эти представления являются результатом личностных различий, обусловленных индивидуальным опытом социализации и воздействием определенной социальной среды (см. таблицу 1) (Duckitt, 2001; Sibley, Duckitt, 2013; Perry, Sibley, Duckitt, 2013). Сами эти представления можно рассма­тривать как согласованные социальные верования, содержащие относительно устойчивые интерпретации или представ­ления о социальном мире и людях в нем (Ross, 1993).

Табл. 1. Два набора психологических аспектов, лежащих в основе предубеждений и этноцентризма, с причинно-следственной связью (слева направо) (см. оригинал Duckitt, 2001)

Социализация	Личность	Социальный мир	Мотивационные цели	Идеологические установки
Карательная и строгая / толерантная	Конформная / Автоном­ная	Опасный и угрожающий / Безопасный	Социальный контроль / Личная свобода	Авторитаризм и консерватизм / Автономия и открытость
Отчужденная / Любящая	Расчетливая и циничная / Сентиментальная и сострадающая	Конкурентный / Сотрудничающий	Превосходство и домини­рование / Альтруистическая забота	Социальное доминирование / Эгалитарный гуманизм

Согласно мета-анализу 46-ти иссле­дований (Perry, Sibley, Duckitt, 2013) вера в опасный мир надежно предсказыва­ет авторитаризм правого толка, а вера в конкурентный мир – ориентацию на социальное доминирование, данный вид отношений носит причинно-следствен­ный характер (Satherley, Sibley, 2016). Дру­гими словами, вера в то, что мир полон опасности, и ценности и образ жизни порядочных людей находятся под угро­зой, является одной из причин автори­таризма правого толка, а вера в то, что мир – это «конкурентные джунгли», ме­сто борьбы за власть и ресурсы, где «че­ловек человеку волк», является одной из причин ориентации на социальное до­минирование. В свою очередь, многочи­сленные исследования в течение послед­них нескольких десятилетий показали, что авторитаризм правого толка и ори­ентация на социальное доминирование являются мощными предикторами обо­бщенных предубеждений и этноцентриз­ма (Sibley, Duckitt, 2013). Также предполагается, что ориентация на социальное доминирование, прежде всего, связана с экономическими, а авторитаризм пра­вого толка – с социальными аспектами консерватизма (Perry, Sibley, 2013).

Двухкомпонентная модель Дж. Даккита хорошо объясняет межгрупповую угро­зу, неравенство и конкуренцию, которые и определяют межгрупповые предубе­ждения, именно эти факторы активизируют и направляют мотивационные цели, выраженные в авторитаризме пра­вого толка и ориентации на социальное доминирование (Duckitt, Sibley, 2010).

Учитывая неразрешимый и, казалось бы, фундаментальный характер совре­менных идеологических споров, иссле­дователи из области социальных наук все чаще ищут более глубокие психологи­ческие корни различных политических взглядов людей, подчеркивая, что иде­ологическая близость или разногласия не являются психологически случайны­ми даже среди тех, кто слабо разбирается в политике. Наиболее общими психоло­гическими основами (т.н. «преполитиче­ские психологические переменные», от­ражающие предрасположенность людей к принятию определенных явных идео­логических предпочтений) левых и пра­вых политических взглядов являются два взаимосвязанных аспекта: (1) эгалита­ризм и антиэгалитаризм; (2) открытость и сопротивление изменениям, которые также хорошо объясняются компонен­тами модели Дж. Даккита (Federico, Hunt, Ergun, 2009).

Двухкомпонентная модель Дж. Дакки­та, схематически изображенная автора­ми (см. Duckitt, Sibley, 2016), отражена на рисунке 1.

Рис. 1. Двухкомпонентная модель Дж. Даккита

Авторитаризм правого толка

Согласно Дж. Даккиту и К. Сибли, из­начально считалось, что социально-по­литические установки имеют одномерную структуру (F-шкала, разработанная Т. Адорно и его коллегами в рамках те­ории авторитарной личности) (Duckitt, Sibley, 2010), однако последующие эмпи­рические исследования показали, что они имеют как минимум два относительно са­мостоятельных компонента. Данные ком­поненты носили в разное время разные названия. Тем не менее, при этом первый отражал авторитарность, традиционализм или социальный консерватизм на одном полюсе и открытость, автономию, либе­рализм или личную свободу – на другом. Второй же компонент отражал экономический консерватизм, власть, иерархию, неравенство на одном полюсе и эгалита­ризм, гуманизм, социальное обеспечение, заботу – на другом. В дальнейшем Б. Ал­темейером (Altemeyer, 1981) была состав­лена шкала авторитаризма правого толка, которая содержала три из девяти ориги­нальных кластеров F-шкалы: авторитар­ное подчинение (некритическое под­чинение и принятие установленной внутригрупповой власти), авторитарную агрессию (общая агрессивность, направ­ленная на инакомыслящих, нарушителей социальных норм и аутгруппы) и кон­венционализм (строгое соблюдение тра­диций, устоявшихся ценностей и норм) (Hodson, Dhont, 2015).

Ориентация на социальное доминирование

Ф. Пратто с коллегами (Pratto, Sidanius, Stallworth, Malle, 1994), в рамках теории социального доминирования, была пред­ложена шкала ориентации на социаль­ное доминирование, охватывающая еще три кластера F-шкалы: деструктивность и цинизм, власть и доминантность, антиинтроцепцию (Duckitt, Sibley, 2010). С момента своего появления два десяти­летия назад конструкт «ориентация на со­циальное доминирование» оказался од­ним из самых универсальных и полезных для понимания социально-политических идеологий, психологии предубеждений и межгруппового поведения в социаль­ной психологии (Ho et al., 2012). Теория социального доминирования выделяет­ся в качестве основной альтернативы те­ории социальной идентичности и как средство для объяснения наблюдаемых закономерностей в межгрупповом пове­дении и верованиях, связанных с иерар­хическими структурами в разных культу­рах (Huddy, 2004). Однако, хотя сильная прогностическая валидность ориентации на социальное доминирование и была доказана, тем не менее, этот кострукт не в состоянии охватить все аспекты обще­ственной жизни и полностью не заме­няет объяснительный потенциал других конструктов, например, индивидуальных ценностей, социальных аксиом и веро­ваний (Kuşdil, Akoğlu, 2014). Существуют также некоторые вопросы и споры каса­тельно ориентации на социальное доми­нирование. Например, одномерный это или двухмерный конструкт (доминиро­вание и антиэгалитаризм), актуален ли он для современных межгрупповых от­ношений, направлен ли он на группо­вую иерархию вообще или же только на предпочтение доминирования ингруппы (тогда, чем это отличается от ингруппо­вого фаворитизма)? (Ho et al., 2015).

Природа авторитаризма и его связь с другими ключевыми конструктами

Первое время считалось, что автори­таризм правого толка и ориентация на социальное доминирование являются чертами личности, однако потом стало понятно, что это социально-политиче­ские или, по-другому, – идеологические установки (Duckitt, Wagner, du Plessis, Birum, 2002; Duckitt, Sibley, 2010). Тем не менее, по мнению Т. Петтигрю (Pettigrew, 2016), только потому, что ситуативные и социальные факторы влияют на авто­ритаризм, не означает, что мы не можем рассматривать его как личностную черту, т.к. другие черты личности также подвер­жены социальному влиянию. Эти пози­ции не является взаимоисключающими. Так, авторитаризм может изначально представлять собой определенную лич­ностную черту (интегрируя в себе: неуверенность, конформность и подчи­нение, ориентацию на силу, закрытость и устойчивость к новому опыту), кото­рая впоследствии, как правило, приво­дит к соответствующим политическим установкам. Исследования близнецов по­казали значительный уровень наследуе­мости авторитаризма, была обнаружена также сильная корреляция между уров­нем авторитарности детей и их родите­лей (Pettigrew, 2016).

Тот факт, что негативное отноше­ние к одним аутгруппам, по большей ча­сти, связано с негативным отношением и к другим аутгруппам (Duckitt, Sibley, 2007), продолжает мотивировать исследователей на поиск какого-то одного фактора, который бы это объяснял. Так, в недавнем исследовании на данных двух мета-анализов было показано, что авто­ритаризм правого толка и ориентацию на социальное доминирование можно рассматривать как два измерения одного конструкта – обобщенного авторитариз­ма (generalized authoritarianism) (Hodson, MacInnis, Busseri, 2017). Таким образом, можно говорить о некотором возврате к идее F-шкалы Т. Адорно и его коллег, но уже на качественно ином уровне.

Важно отметить, что рассматривае­мые идеологические установки связа­ны с другими ключевыми конструктами, определяющими мотивацию и установ­ки личности, например, с ценностны­ми ориентациями. Так, ценностные бло­ки, выделенные Ш. Шварцем, ценности открытости к изменениям и сохране­ния воспроизводят два полюса для ав­торитаризма правого толка, а ценности самопреодоления и самовозвышения – два полюса для ориентации на соци­альное доминирование (Duckitt, 2001; Feather, McKee, 2012; Kuşdil, Akoğlu, 2014; Radkiewicz, 2016). Культурные измерения индивидуализм – коллективизм и низ­кая и высокая дистанция власти, предложенные Г. Хофстедом, также связаны с авторитаризмом правого толка и ори­ентацией на социальное доминирование (Duckitt, 2001). Согласно теории мораль­ных оснований, можно выделить эти­ку автономии – дихотомия моральных оснований: забота – причинение вреда, честность – обман и этику сообщества – дихотомия моральных оснований: вер­ность группе – предательство, уважение к авторитетам – подрыв устоев. Недав­но проведенное исследование показало, что авторитаризм правого толка положи­тельно связан с этикой сообщества и отрицательно с этикой автономии. А ори­ентация на социальное доминирование отрицательно связана только с этикой автономии (Radkiewicz, 2016). Обратим внимание на три основные ориентации в ситуациях межличностного взаимодей­ствия:

1. кооперативную (или просоциальную), которая направлена на повышение собственных результатов и результа­тов другого человека, а также их равен­ство;

2. индивидуалистическую, которая стре­мится улучшить собственные резуль­таты и в значительной степени безраз­лична к результатам другого человека;

3. конкурентная ориентация, которая на­правлена на повышение разницы меж­ду собственными результатами и ре­зультатами другого человека в свою пользу.

При этом ориентации в свою сторо­ну (индивидуалистическая и конкурент­ная) положительно связаны с авторита­ризмом правого толка и ориентацией на социальное доминирование (Chirumbolo, Leone, Desimoni, 2016).

Примечательно, что рассмотре­ние авторитарных установок может быть полезно не только в исследова­ниях межличностного взаимодействия и межгрупповых отношений, но и, напри­мер, в исследованиях отношения людей к животным, так было показано, что ори­ентация на социальное доминирование положительно связана с видовой дискри­минацией (Dhont, Hodson, Leite, 2016).

Итак, после краткого введения в про­блематику далее опишем процесс разра­ботки короткой версии шкал из методи­ки Дж. Даккита: авторитаризм правого толка, ориентация на социальное доминирование, вера в опасный и конкурент­ный мир.

Метод

Выборка

Всего в ходе исследования в 2016 г. был опрошен 241 человек в возрасте от 17 до 79 лет (Mвозраст = 36.3; SDвозраст = 15.4). 49.5% выборки составляли женщи­ны, 87.6% – русские, 54.5% – православ­ные, 66.3% имели высшее образование. Данные были собраны в результате опро­са преимущественно жителей Москвы (Центральный федеральный округ) – 48.5% и Ульяновска (Приволжский феде­ральный округ) – 34.7%.

Инструменты

Социальные верования. Для их изме­рения использовалась 12 пунктовая вер­сия шкала веры в опасный мир и 12 пун­ктовая шкала веры в конкурентный мир Дж. Даккита (Duckitt, 2001), переведенная и адаптированная на русский язык (Гуле­вич, Аникеенок, Безменова, 2014). При­меры вопросов: «Наш мир – опасное и непредсказуемое место, в котором цен­ности и образ жизни порядочных людей находятся под угрозой», «В нашем общест­ве появилось много жестоких и опасных людей, которые нападают на окружающих без видимых причин», «Поскольку боль­шинство людей хотят вас обмануть, вы должны обмануть их первыми. Тогда у вас будет шанс добиться успеха», «Нужно быть холодным и мстительным, если это не­обходимо для достижения поставленной цели» и т.д. Ответы: 7 = «Полностью согла­сен», 1 = «Полностью не согласен».

Авторитаризм правого толка. Для его измерения использовались 14 пунктов из 30 пунктовой шкалы [1] авторитаризма правого толка Б. Альтмейера (Altemeyer, 1996), переведенной и адаптированной на русский язык Н.А. Дьяконовой (Дья­конова, Юртайкин, 2000). Примеры во­просов: «Самые скверные люди в нашей стране – это те, кто не уважает наш флаг, наших политиков и традиции», «Рост преступности, сексуальной распущенно­сти и отсутствие общественного порядка ясно показывают, что нам следует быть гораздо жестче с нарушителями спокой­ствия, смутьянами и представителями девиантных групп, если мы хотим со­хранить нашу мораль, закон и порядок» и т.д. Ответы: 9 = «Полностью согласен», 1 = «Полностью не согласен»;

Ориентация на социальное домини­рование. Для ее измерения использова­лись 10 пунктов из 16 пунктовой шкалы [2] (Ho et al., 2012), переведенной и адапти­рованной на русский язык с применени­ем метода обратного перевода. Примеры вопросов: «Это несправедливо — стре­миться сделать все группы равными», «Структура идеального общества требу­ет того, чтобы некоторые группы име­ли высокий статус, а другие — низкий» и т.д. Ответы: 9 = «Полностью согласен», 1 = «Полностью не согласен».

Анализ данных

Для проверки факторной структу­ры использованных шкал был прове­ден конфирматорный факторный ана­лиз сначала отдельно для каждой полной шкалы в виду ограничений, связанных с количеством оцениваемых параметров и размером выборки. В случае неудовлет­ворительных показателей модели в про­цессе установления соответствия моде­лей эмпирическим данным на первом шаге были удалены пункты шкалы с фак­торными нагрузками < .40, затем исполь­зовались индексы модификации. После получения удовлетворительных показа­телей индексов соответствия моделей данным для каждой короткой шкалы были отобраны пункты, в соответствии с теорией содержательно отражающие рассматриваемые конструкты и имею­щие при этом самые высокие факторные нагрузки. Далее было оценено и сравне­но несколько вариантов моделей, содер­жащих различное количество факторов и субфакторов, при необходимости ис­пользовались индексы модификации. Оценка всех моделей осуществлялась с использованием робастной статистики хи-квадрат Саторры-Бентлера (MLM). Для установления пригодности моделей ис­пользовались рекомендуемые критерии: CFI > .90, RMSEA < .08, SRMR < .08 (Kline, 2011; van de Schoot, Lugtig, Hox, 2012). Для сравнения вложенных моделей между со­бой использовалась разница в статисти­ке хи-квадрат (Satorra, Bentler, 2001) и ин­формационный критерий Акаике (AIC).

Далее были рассмотрены показате­ли надежности, конвергентной и дискри­минантной валидности шкал в каждой модели. Был рассчитан коэффициент α-Кронбаха, коэффициент ω – показатель составной надежности ρ-Рейкова, показа­тель максимальной надежности (H), по­казатель средней извлеченной дисперсии (AVE), показатель максимальной разделен­ной дисперсии (MSV), показатель средней разделенной дисперсии (ASV), для про­верки дискриминантной валидности дополнительно был проведен тест Фор­нелла-Ларкера. Показатели должны быть следующими: шкала надежна, если α > .70, хотя для коротких шкал будут приемлемы и меньшие значения (Nunnally, Bernstein, 1994), и ω > .70. Конвергентная валид­ность есть, если AVE > .50. Дискриминант­ная валидность есть, если MSV < AVE, ASV < AVE (Hair et. al., 2010), а также, если квадратный корень из средней извлечен­ной дисперсии (AVE) больше, чем коэф­фициенты корреляции между конструк­тами (Fornell, Lacker, 1981). Однако AVE являются очень строгим критерием, поэ­тому, если AVE < .50 при удовлетворитель­ном показателе составной надежности (ω), несмотря на то, что более 50% ди­сперсии объясняется ошибкой измерения, шкала может быть пригодна для дальней­шего анализа (Maholtra, Dash, 2010). По­казатель максимальной надежности для всех шкал должен быть H > .80 (Hancock, Mueller, 2001).

На следующем шаге c помощью пар­ного t-критерия Стьюдента были оцене­ны различия в средних значениях меж­ду полной и сокращенной шкалой. Для оценки величины различий исполь­зовалась статистика размера эффекта d-Коэна для парного t-критерия Стью­дента. Наконец, используя корреляцион­ный анализ Пирсона и регрессионный анализ, были рассмотрены связи меж­ду полными и сокращенными версиями шкал и оценена их критериальная (теку­щая) валидность. Данные виды анализа рассчитывались с применением процеду­ры статистического бутстрепа с исполь­зованием 2000 псевдовыборок.

Результаты

Результаты конфирматорного фак­торного анализа для каждой полной шка­лы отражены в таблице 2. [3]

Табл. 2. Показатели индексов соответствия для полной версии шкал

Шкала	Начальная модель			Модифицированная модель			Модификации модели
	CFI	RMSEA [90% CI]	SRMR	CFI	RMSEA [90% CI]	SRMR
RWA-F	.739	.141 [.130, .153]*	.11	.972	.070 [.046, .093]	.05	Удаление пункта 4, 10, 11, 12, 14. Добавление ковариации между ошибками 1 и 3, 1 и 6, 8 и 9.
SDO-F	.901	.110 [.094, .127]*	.06	.970	.062 [.042, .081]	.04	Добавление ковариации между ошибками 9 и 10.
DW-F	.915	.072 [.056, .087]*	.05	.954	.064 [.044, .084]	.04	Удаление пункта 9 и 12. Добавление ковариации между ошибками 6 и 8.
CJW-F	.874	.095 [.082, .109]*	.07	.952	.064 [.047, .081]	.05	Удаление пункта 2. Добавление ковариации между ошибками 4 и 11, 11 и 12, 1 и 4.

CFI – сравнительный индекс соответствия Бентлера; RMSEA – корень среднеквадратической ошибки аппроксимации; 90% CI – границы доверительно­го интервала для RMSEA; SRMR – стандартизированный корень среднеквадратического остатка. * — p < .05

Начальные модели для всех полных шкал имели неудовлетворительные по­казатели индексов соответствия данным. После удаления пунктов с низкими фак­торными нагрузками и добавления ковариаций между ошибками, добавление которых может быть содержательно объ­яснено, удалось получить удовлетвори­тельные индексы соответствия для всех моделей. Далее были отобраны пункты каждой шкалы для составления их корот­кого варианта и последующего анализа. Анализ содержания проверяемых шкал позволяет говорить об их очевидной ва­лидности (face validity).

Модель 1 содержала структуру шкал, точно соответствующую теоретическим представлениям. Пункты шкалы RWA-S и SDO-S отражают факторы первого по­рядка (авторитарное подчинение, авто­ритарная агрессия, конвенционализм, доминирование и эгалитаризм, соответст­венно). В свою очередь факторы первого порядка отражают факторы второго по­рядка, (т.е. непосредственно авторитаризм правого толка и ориентацию на социаль­ное доминирование). При оценке данной модели был обнаружен т.н. случай Хейвуда (Heywood case) для фактора второго по­рядка (ориентация на социальное доми­нирование), поэтому обе нагрузки к фак­торам первого порядка были оценены как равные. После этих изменений модель 1 идентифицировалась и имела удовлетво­рительные показатели индексов соответ­ствия (здесь и далее см. таблицу 3).

Табл. 3. Показатели индексов соответствия для короткой версии шкал

Модели	χ² (df)	Diff. χ² (df)	CFI	RMSEA [90% CI]	SRMR	AIC
Модель 1	156.76(94)*		.952	.057 [.042, .072]	.069	13581
Модель 2	244.82(98)*	3.391(2)a	.888	.086 [.074, .099]*	.077	13679
Модель 2-М	160.17(96)*		.951	.058 [.043, .072]	.069	13582
Модель 3	126.14(83)*	31.231(11)*b	.967	.051 [.033, .067]	.050	13568
Модель 4	141.11(89)*	14.533(6)*c	.960	.054 [.038, .069]	.055	13575

χ² (df) – статистика хи-квадрат и количество степеней свободы; Diff. χ² (df) – разница в статистики хи-квадрат и степенях свободы; CFI – сравнительный индекс соответствия Бентлера; RMSEA – корень среднеквадратической ошибки аппроксимации; 90% CI – границы доверительного интервала для RMSEA; SRMR – стандартизированный корень среднеквадратического остатка; AIC – информационный критерий Акаике. * – p < .05; a – Модель 1 vs. Модель 2-М, b – Модель 1 vs. Модель 3, c – Модель 3 vs. Модель 4.

Модель 2 содержала структуру шкал, которая, как правило, и используется в эмпирических исследованиях, а имен­но, в ней, в отличии от модели 1, отсут­ствует деление на субфакторы для авто­ритаризма правого толка и ориентации на социальное доминирование. Модель 2 требовала модификации, т.к. показывала неудовлетворительное соответствие дан­ным. Исправить ситуацию помогло до­бавление ковариации между ошибками двух пунктов, направленных на измере­ние авторитарного подчинения, и двух пунктов, направленных на измерение конвенционализма. Сравнение модели 1 и модифицированной модели 2 (модель 2-М) по разнице в статистике хи-квадрат показало отсутствие значимой разни­цы между моделями, показатель AIC свидетельствовал в пользу модели 1, хотя и отличался всего на единицу. Факторные нагрузки обеих моделей отражены на ри­сунке 2.

Рис. 2. Факторные нагрузки модели 1 и модели 2-М

Модель 3 содержала структуру шкал, которая измеряет все субфакторы как отдельные конструкты, имела удовлет­ворительные показатели индексов со­ответствия и значимо лучше подходила к данным, чем модель 1. Однако в моде­ли 3 наблюдалась очень высокая связь между субфакторомами ориентации на социальное доминирование – домини­рование и эгалитаризм (r = .93, p < .001), поэтому была составлена модель 4, рас­сматривающая ориентацию на соци­альное доминирование как неделимый конструкт. Хотя модель 4 имела удовлет­ворительные показатели индексов соот­ветствия, она, тем не менее, значимо хуже подходила к данным, чем модель 3. Таким образом, модель 3 лучше всех остальных оцениваемых моделей подходила к дан­ным. Факторные нагрузки модели 3 и мо­дели 4 отражены на рисунке 3. [4]

Рис. 3. Факторные нагрузки модели 3 и модели 4

Показатели надежности, конвергент­ной и дискриминантной валидности шкал для оцененных моделей содержат­ся в таблице 4. [5]

Табл. 4. Корреляции Пирсона, показатели надежности и валидности

Шкала	RWA-AS	RWA-AA	RWA-C	SDO-D	SDO-E	DW	CJW	RWA	SDO
Модель 1
Корреляции
DW						.812
CJW						.001	.716
RWA						.425	.187	.768
SDO						.085	.444	.129	.964
Надежность и валидность
α	.824	.862	.673	.850	.759	.853	.750
ω	.825	.863	.687	.845	.770	.853	.758	.852	.964
H	.825	.866	.701	.856	.776	.854	.774	.860	.980
AVE	.702	.759	.528	.732	.627	.660	.512	.590	.930
MSV						.181	.197	.181	.197
ASV						.063	.077	.077	.074
Модель 2
Корреляции
DW						.812
CJW						.002	.716
RWA						.386	.190	.656
SDO						.087	.436	.118	.801
Надежность и валидность
α						.853	.750	.819	.878
ω						.853	.758	.746	.877
H						.854	.774	.884	.774
AVE						.660	.716	.430	.641
MSV						.149	.190	.149	.190
ASV						.052	.125	.066	.116
Модель 3
Корреляции
RWA-AS	.837
RWA-AA	.673	.872
RWA-C	.458	.541	.738
SDO-D	.039	.136	-.306	.860
SDO-E	.102	.031	-.206	.931	.782
DW	.391	.359	.200	.043	.169	.812
CJW	.035	.199	-.280	.476	.310	.003	.714
Надежность и валидность
α	.824	.862	.673	.850	.759	.853	.750
ω	.824	.864	.698	.850	.759	.853	.757
H	.829	.873	.733	.851	.760	.854	.776
AVE	.700	.761	.545	.740	.612	.660	.510
MSV	.453	.453	.293	.867	.867	.153	.227
ASV	.138	.156	.126	.201	.174	.059	.074

α – коэффициент надежности α-Кронбаха, ω – показатель составной над­ежности ρ-Рейкова, H – показатель максимальной надежности, AVE – по­казатель средней извлеченной дисперсии, MSV – показатель максимальной разделенной дисперсии, ASV – показатель средней разделенной дисперсии.

Все коэффициенты корреляции < .20 по модулю – не значимые; по диаго­нали квадратный корень из AVE.

Основные проблемы с надежностью, хотя и не критические, наблюдались для субшкалы RWA-C в модели 3 и модели 4. Также некоторые шкалы в нескольких мо­делях показали недостаточную максималь­ную надежность (H). Серьезная проблема с дискриминантной валидностью наблюдалась у субшкал SDO-D и SDO-E в модели 3.

Средние значения для всех шкал и суб­шкал показаны в таблице 5.

Табл. 5. Средние значения по полной и короткой версиям шкал

Шкала	M (SD)	Min.- Max.	Skew.	Kurt.	t	d
RWA-F	4.99 (2.08)	1-9	-.28	-.79	7.536***	.18
RWA-S	4.57 (2.02)	1-9	-.01	-.77
RWA-AS	3.77 (2.52)	1-9	.54	-.92
RWA-AA	5.46 (2.68)	1-9	-.28	-1.08
RWA-C	4.48 (2.40)	1-9	.36	-.88
SDO-F	4.12 (2.06)	1-9	.34	-.66	-4.707***	.10
SDO-S	4.39 (2.42)	1-9	.21	-1.08
SDO-D	4.09 (2.62)	1-9	.34	-1.15
SDO-E	4.69 (2.57)	1-9	.08	-1.10
DW-F	4.28 (1.32)	1.2-7	-.14	-.41	-3.026**	.10
DW-S	4.46 (1.69)	1-7	-.29	-.82
CJW-F	2.88 (1.30)	1-7	.82	.52	3.946***	.12
CJW-S	2.68 (1.53)	1-7	1.00	.56

M – среднее; SD – стандартное отклонение; Min.-Max. – минимальные и максимальные значения по шкале; Skew. – коэффициент асимметрии; Kurt. – коэффициент эксцесса; t – статистика различий парный t-кри­терий Стьюдента; d – статистика размера эффекта d-Коэна для парного t-критерия Стьюдента.

*** —– p < .001

Сравнение средних для полных и ко­ротких шкал продемонстрировало статистически значимые различие между ними, однако показатель размера эффек­та для всех этих различий (d < .20) говорил о том, что полные и короткие версии шкал различались очень незначительно, размер эффекта не дотягивал даже до ма­лого.

Результаты корреляционного анализа Пирсона и регрессионного анализа пока­заны в таблице 6.

Табл. 6. Результаты корреляционного анализа Пирсона и регрессионного анализа

Шкала	RWA-F			RWA-S			SDO-F			SDO-S			DW-F			CJW-F
	r	B (SE)	R2	r	B (SE)	R2	r	B (SE)	R2	r	B (SE)	R2	r	B (SE)	R2	r	B (SE)	R2
RWA-S	.93	.951 (.027)	.86
RWA-AS	.74	.612 (.042)	.55	.80	.638 (.037)	.64
RWA-AA	.90	.695 (.023)	.81	.86	.644 (.028)	.73
RWA-C	.55	.475 (.053)	.30	.73	.614 (.041)	.53
SDO-S							.95	.805 (.016)	.90
SDO-D							.90	.709 (.026)	.81		.866 (.023)	.88
SDO-E							.87	.697 (.031)	.75		.881 (.023)	.87
DW-F	.36	.566 (.105)	.13	.33	.504 (.109)	.11
DW-S	.36	.436 (.093)	.17	.34	.409 (.087)	.12							.88	.687 (.028)	.77
CJW-F							.47	.734 (.099)	.22	.40	.740 (.132)	.16
CJW-S							.44	.592 (.103)	.19	.36	.566 (.124)	.13				.89	.755 (.030)	.79

r – коэффициент корреляции Пирсона; B – нестандартизированный коэффициент регрессии; SE – стандартная ошибка; R2 – коэффициент детерминации.

Все коэффициенты корреляции и регрессии значимы на уровне значимости p < .001.

Коэффициент корреляции Пирсона между полными и короткими версиями шкал был от .88 до .95, при этом короткие шкалы объясняли от 77% до 90% диспер­сии полных шкал. Связи между верой в опасный мир и авторитаризмом правого толка, а также верой в конкурентный мир и ориентацией на социальное домини­рование сохраняли свою стабильность, а оценки связей для обеих версий шкал по­падали в границы доверительного интер­вала, полученного в ранее проведенном метаанализе (Perry, Sibley, Duckitt, 2013).

Связи оставались стабильными даже в случае контроля социо-демографиче­ских ковариат и стиля ответов.

Обсуждение результатов

Разработку короткой версии шкал из методики Дж. Даккита (авторитаризм правого толка, ориентация на социаль­ное доминирование, вера в опасный и конкурентный мир), в целом, можно оценить как успешную. Короткая версия шкал доступна в приложении к настоя­щей статье (см. Приложение). Несмотря на некоторые проблемы, по совокупно­сти показателей все шкалы можно счи­тать надежными и валидными, качество измерения короткой версии шкал сопо­ставимо с изначальным их вариантом.

Модель 3, содержащая шкалу RWA-S в форме трех независимых субшкал (RWA-AS, RWA-AA, RWA-C), лучше соответствует данным так же, как это было показано в нескольких предыдущих исследованиях (Funke, 2005; van Hiel et al., 2007; Mavor, Louis, Sibley, 2010; Duckitt, Bizumic, 2013). Тем не менее, в исследовательской пра­ктике могут использоваться оба вариан­та, как с выделением субшкал, так и без, т.к., в целом, оба варианта измеритель­ной модели показывают приемлемые по­казатели соответствия данным. Сходная ситуация имеет место со шкалой SDO-S в форме двух независимых субшкал (SDO-D и SDO-E). Однако очень сильная корреляция между SDO-D и SDO-E созда­ет проблемы с дискриминантной валид­ностью – для сравнения, коэффициент корреляции Пирсона между субшкалой SDO-D и SDO-E, как сообщали еще разработчики, варьировался в семи выборках от .36 до .76 (Ho et al., 2012).

Отсутствие значимой корреляции между RWA-S и SDO-S несколько расхо­дится с оценками 95% доверительно­го интервала от .27 до .35, сообщенно­го в мета-анализе (Perry, Sibley, Duckitt, 2013). RWA-C отрицательно коррелиру­ет с SDO-S, SDO-D и SDO-E. При этом ин­тересно, связано ли это с содержанием пунктов, входящих в шкалу (этот вопрос также обсуждается в данном мета-анали­зе), со спецификой конкретной, исполь­зованной в данном исследовании выбор­ки или российской выборки вообще, т.к. поддерживающие авторитаризм право­го толка поддерживают только те нормы и ценности, которые считаются кон­сервативными в их культуре. Например, уравнительная норма справедливости была положительно связана с авторита­ризмом правого толка у россиян и от­рицательно – у американцев (McFarland, Ageyev, Abalakina-Paap, 1992). Будущие ис­следования должны сосредоточить вни­мание на прояснении этого вопроса.

К основным ограничениям и недо­статкам разработанной короткой вер­сии можно отнести тот факт, что по­лученный вариант содержит только прямые или обратные пункты, при этом шкала CJW-S и субшкала RWA-C состоят целиком из обратных пунктов их пол­ной версии. Также данный вариант не подойдет для проведения кросс-культур­ных исследований, которые потребуют использования полной версии. Тем не менее, при всех этих недостатках раз­работанная короткая версия может положительно повлиять на интенсивность процесса изучения психологии автори­таризма в России.

Статья подготовлена по результатам работы в рамках Программы фундаментальных исследований Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики» (НИУ ВШЭ) и с использованием средств субсидии на государственную поддержку ведущих университетов Российской Федерации в целях повышения их конкурентоспособности среди ведущих мировых научно- образовательных центров, выделенной НИУ ВШЭ.

Благодарность

Автор благодарит В.С. Девятова, М.Р. Хачатурову и И.И. Данилова за их лю­безную помощь в сборе данных.

Приложение

Короткая версии шкал из методики Дж. Даккита

Авторитаризм правого толка (RWA-S)

Ниже представлен ряд утверждений, касающихся некоторых аспектов функционирования общества. Вы, вероятно, обнаружите, что в раз­личной мере согласны с одними утверждениями и не согласны с другими. Оцените, насколько Вы согласны со следующими утверждениями:

Авторитарное подчинение (RWA-AS)

• а1. В наше сложное время нужно устанавливать строгие законы, особенно в том, что касается тех, кто пытается восставать против вла­стей.

• а2. Самые скверные люди в нашей стране – это те, кто не уважает наш флаг, наших политиков и традиции.

Авторитарная агрессия (RWA-AA)

• а3. Рост преступности, сексуальной распущенности и отсутствие общественного порядка ясно показывают, что нам следует быть го­раздо жестче с нарушителями спокойствия, смутьянами и представителями девиантных групп, если мы хотим сохранить нашу мо­раль, закон и порядок.

• а4. Когда представители правительства и власти осуждают опасных для общества людей, обязанность каждого патриотически настро­енного гражданина – помочь властям вырвать с корнем то зло, которое разъедает нашу страну изнутри.

Конвенционализм (RWA-C)

• а5. Нет ничего плохого в добрачном сексе. *

• а6. Многие из наших правил, касающихся скромности или сексуального поведения, это просто обычаи, которые ничем не лучше тех, которым следуют другие люди. *

Ориентация на социальное доминирование (SDO-S)

В обществе сосуществуют различные социальные группы (бедные, богатые, бизнесмены, мигранты, чиновники, сексуальные мень­шинства и т.д.) и они занимают разное положение в обществе. Оцените, насколько Вы согласны со следующими утверждениями:

Доминирование (SDO-D)

• б1. Структура идеального общества требует того, чтобы некоторые группы имели высокий статус, а другие – низкий.

• б2. Это, вероятно, хорошо, когда одни социальные группы занимают высокое положение в обществе, а другие – низкое.

Эгалитаризм (отрицание эгалитаризма, антиэгалитаризм) (SDO-E)

• б3. Это несправедливо – стремиться сделать все группы равными.

• б4. Мы не должны настаивать на равенстве всех социальных групп в обществе.

Вера в опасный мир (DW-S)

Подумайте о мире, в котором мы живем. Оцените, насколько Вы согласны со следующими утверждениями:

• в1. Наш мир – опасное и непредсказуемое место, в котором ценности и образ жизни порядочных людей находятся под угрозой.

• в2. В нашем обществе появилось много жестоких и опасных людей, которые нападают на окружающих без видимых причин.

• в3. Вероятность стать жертвой нападения, ограбления или убийства постоянно увеличивается.

Вера в конкурентный мир (CJW-S)

Подумайте о том, как разные люди взаимодействуют друг с другом. Оцените, насколько Вы согласны со следующими утверждениями:

• г1. Лучше вызывать у окружающих симпатию, чем страх. *

• г2. Быть честным в отношениях с другими гораздо важнее, чем обладать деньгами или властью. *

• г3. Мы можем построить общество, основанное на кооперации, доброте и взаимопомощи, а не на конкуренции и жажде наживы. *

* – обратный вопрос

Примечания:

1. Следуя за предположением, что для отражающих (reflective) латентных конструктов существует гипотетическая генеральная совокупность пунктов, измеряющих этот конструкт, а шкала – это выборка таких пунктов, то, например, в данном случае из 30 пунктовой шкалы случайным образом была сделана подвыборка из 14 пунктов.

2. См. предыдущее примечание.

3. Условные обозначения шкал в таблицах: RWA-F – полная шкала авторитаризма правого толка, RWA-S – короткая шкала авторитаризма правого толка, RWA-AS – субшкала авторитарного подчинения, RWA-AA – субшкала авторитарной агрессии, RWA-C – субшкала конвенционализма, SDO-F – полная шкала ориентации на социальное доминирование, SDO-S – короткая шкала ориентации на социальное доминирование, SDO-D – субшкала доминирования, SDO-E – субшкала эгалитаризма (хотя по сути речь идет об антиэгалитаризме, здесь и далее будет сохранено название, данное разработчиками оригинальной шкалы), DW-F– полная шкала веры в опасный мир, DW-S – короткая шкала веры в опасный мир, CJW-F – полная шкала веры в конкурентный мир, CJW-S – короткая шкала веры в конкурентный мир.

4. Процедура кросс-валидизации данных моделей на выборке из 576 человек (Григорьев, 2017) демонстрирует стабильность показателей индексов соответствия данным показателей надежности, а также стабильность величины факторных нагрузок пунктов на соответствующий им латентный конструкт.

5. Показатели надежности, конвергентной и дискриминантной валидности шкал для модели 4 не были отдельно включены в таблицу, т.к. они практически полностью совпадают с моделью 2 для шкалы ориентации на социальное доминирование и моделью 3 для всех остальных шкал и субшкал.

Литература:

Абалакина М.А., Агеев, В.С., МакФарланд С. Авторитарная личность в США и СССР // Человек. – 1990. – № 6. –С. 110–118.

Григорьев Д.С. Дискриминация мигрантов в социоэкономической сфере: роль межгрупповых установок принимающего населения // Социальная психология и общество. – 2017. – № 8(3). – С. 63–84.

Григорьева Е.Б. Современный взгляд на исследование авторитарности в России // Вестник Томского государственного университета. Серия: Философия. Социология. Политология. – 2012. – № 19(3). – С. 177–191.

Гулевич О.А., Аникеенок О.А., Безменова И.К. Социальные верования: адаптация методик Дж. Даккита // Психология. Журнал Высшей школы экономики. – 2014. – № 11(2). – С. 68–89.

Дьяконова Н.А., Юртайкин В.В. Авторитарная личность в России и США: ценностные ориентации и локус контроля // Вопросы психологии. – 2000. – № 4. –С. 51–60.

Aichholzer, J., & Zeglovits, E. (2015) Balancierte Kurzskala autoritärer Einstellungen (B-RWA-6). Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items und Skalen. Retrieved from: http://zis.gesis.org/skala/Aichholzer-Zeglovits-Balancierte-Kurzskala-autoritärer-Einstellungen-(B-RWA-6) (accessed: 20.09.2016).

Altemeyer, B. (1981) Right-Wing Authoritarianism. Winnipeg, Manitoba, Canada: University of Manitoba Press, 352.

Altemeyer, B. (1996) The Authoritarian Specter. Cambridge, MA: Harvard University Press, 374.

Beierlein, C., Asbrock, F., Kauff, M., & Schmidt, P. (2014). Die Kurzskala Autoritarismus (KSA-3): Ein ökonomisches Messinstrument zur Erfassung dreier Subdimensionen autoritärer Einstellungen. Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items und Skalen. Retrieved from: http://zis.gesis.org/skala/Beierlein-Asbrock-Kauff-Schmidt-Kurzskala-Autoritarismus-(KSA-3) (accessed: 20.09.2016).

Chirumbolo, A., Leone, L., & Desimoni, M. (2016) The interpersonal roots of politics: Social value orientation, socio-political attitudes and prejudice. Personality and Individual Differences, 91, 144–153. doi: 10.1016/j.paid.2015.12.001

Dhont, K., Hodson, G., & Leite, A.C. (2016). Common Ideological Roots of Speciesism and Generalized Ethnic Prejudice: The Social Dominance Human- Animal Relations Model (SD-HARM). European Journal of Personality, 30(6), 507–522. doi: 10.1002/per.2069

Duckitt, J. (2001). A dual-process cognitive-motivational theory of ideology and prejudice. In M. P. Zanna (Ed.). Advances in Experimental Social Psychology (V. 33, pp. 41–113). New York, NY: Academic Press, 325. doi: 10.1016/S0065-2601(01)80004-6

Duckitt, J., & Bizumic, B. (2013) Multidimensionality of Right-Wing Authoritarian Attitudes: Authoritarianism-Conservatism-Traditionalism. Political Psychology, 34(6), 841–862. doi: 10.1111/pops.12022

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2007) Right wing authoritarianism, social dominance orientation and the dimensions of generalized prejudice. European Journal of Personality, 21(2), 113–130. doi: 10.1002/per.614

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2010) Personality, Ideology, Prejudice, and Politics: A Dual-Process Motivational Model. Journal of Personality, 78(6), 1861–1894. doi: 10.1111/j.1467-6494.2010.00672.x

Duckitt, J., & Sibley, C.G. (2016) The dual process motivational model of prejudice. In C.G. Sibley, F.K. Barlow (Eds.), The Cambridge Handbook of the Psychology of Prejudice. Cambridge, UK: Cambridge University Press. 686.

Duckitt, J., Wagner, C., du Plessis, I., & Birum, I. (2002) The psychological bases of ideology and prejudice: Testing a dual process model. Journal of Personality and Social Psychology, 83(1), 75–93. doi: 10.1037/0022-3514.83.1.75

Feather, N.T., & McKee, I.R. (2012) Values, Right-Wing Authoritarianism, Social Dominance Orientation, and Ambivalent Attitudes Toward Women. Journal of Applied Social Psychology, 42(10), 2479–2504. doi: 10.1111/j.1559-1816.2012.00950.x

Federico, C.M., Hunt, C.V., & Ergun, D. (2009) Political Expertise, Social Worldviews, and Ideology: Translating “Competitive Jungles” and “Dangerous Worlds” into Ideological Reality. Social Justice Research, 22(2–3), 259–279. doi: 10.1007/s11211-009-0097-0

Fornell, C., & Lacker, D. (1981) Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39–50. 10.2307/3151312

Funke, F. (2005) The Dimensionality of Right-Wing Authoritarianism: Lessons from the Dilemma between Theory and Measurement. Political Psychology, 26(2), 195–218. doi: 10.1111/j.1467-9221.2005.00415.x

Hair, J., Black, W., Babin, B., & Anderson, R. (2010). Multivariate Data Analysis, (7th Ed.). NJ: Prentice-Hall, Inc. Upper Saddle River, 816.

Hancock, G.R., & Mueller, R.O. (2001) Rethinking construct reliability within latent variable systems. In R. Cudeck, S. du Toit, & D. Sörbom (Eds.), Structural Equation Modeling: Present and Future — A Festschrift in honor of Karl Jöreskog (pp. 195–216). Lincolnwood, IL: Scientific Software International, Inc, 598.

Ho, A.K., Sidanius, J., Kteily, N., Sheehy-Skeffington, J., Pratto, F., Henkel, K. E., … & Stewart, A.L. (2015) The nature of social dominance orientation: Theorizing and measuring preferences for intergroup inequality using the new SDO₇ scale. Journal of Personality and Social Psychology, 109(6), 1003–1028. doi: 10.1037/pspi0000033

Ho, A.K., Sidanius, J., Pratto, F., Levin, S., Thomsen, L., Kteily, N., & Sheehy-Skeffington, J. (2012) Social Dominance Orientation: Revisiting the Structure and Function of a Variable Predicting Social and Political Attitudes. Personality and Social Psychology Bulletin, 38(5), 583–606. doi: 10.1177/0146167211432765

Hodson, G., & Dhont, K. (2015) The person-based nature of prejudice: Individual difference predictors of intergroup negativity. European Review of Social Psychology, 26(1), 1–42. doi: 10.1080/10463283.2015.1070018

Hodson, G., MacInnis, C.C., & Busseri, M.A. (2017) Bowing and kicking: Rediscovering the fundamental link between generalized authoritarianism and generalized prejudice. Personality and Individual Differences, 104, 243–251. doi: 10.1016/j.paid.2016.08.018

Huddy, L. (2004) Contrasting Theoretical Approaches to Intergroup Relations. Political Psychology, 25(6), 947–967. doi: 10.1111/j.1467- 9221.2004.00404.x

Kline, R.B. (2011). Principles and Practice of Structural Equation Modeling (3rd ed.). New York, NY: Guilford Press.

Kuşdil, M.E., & Akoğlu, S.Ç. (2014) Relationships Among Social Dominance Orientation, Social Axioms, and Values. Social Behavior and Personality: An International Journal, 42(8), 1395–1407. doi: 10.2224/sbp.2014.42.8.1395

Maholtra, N.K., & Dash, S. (2010) Marketing Research: An Applied Orientation, (6th Ed.). London, UK: Pearson Education. 1000.

Mavor, K.I., Louis, W.R., & Sibley, C.G. (2010) A bias-corrected exploratory and confirmatory factor analysis of right-wing authoritarianism: Support for a three-factor structure. Personality and Individual Differences, 48(1), 28–33. doi: 10.1016/j.paid.2009.08.006

McFarland, S.G., Ageyev, V.S., & Abalakina-Paap, M. (1992) Authoritarianism in the former Soviet Union. Journal of Personality and Social Psychology, 63, 1004–1010. doi: 10.1037/0022-3514.63.6.1004

McFarland, S.G., Ageyev, V.S., & Djintcharadze, N. (1996) Russian authoritarianism two years after communism. Personality and Social Psychology Bulletin, 22, 210–217. doi: 10.1177/0146167296222010

Nunnally, J., & Bernstein, I. (1994). Psychometric Theory (3ed). NY: McGraw-Hill. 774.

Perry, R., & Sibley, C.G. (2013) A Dual-Process Motivational Model of Social and Economic Policy Attitudes. Analyses of Social Issues and Public Policy, 13(1), 262–285. doi: 10.1111/asap.12019

Perry, R., Sibley, C.G., & Duckitt, J. (2013) Dangerous and competitive worldviews: A meta-analysis of their associations with Social Dominance Orientation and Right-Wing Authoritarianism. Journal of Research in Personality, 47(1), 116–127. doi: 10.1016/j.jrp.2012.10.004

Pettigrew, T. F. (2016) In Pursuit of Three Theories: Authoritarianism, Relative Deprivation, and Intergroup Contact. Annual Review of Psychology, 67(1), 1–21. doi: 10.1146/annurev-psych-122414-033327

Pratto, F., Sidanius, J., Stallworth, L.M., & Malle, B.F. (1994) Social dominance orientation: A personality variable predicting social and political attitudes. Journal of Personality and Social Psychology, 67(4), 741–763. doi: 10.1037/0022-3514.67.4.741

Radkiewicz, P. (2016) Another look at the duality of the dual-process motivational model. On the role of axiological and moral origins of right-wing authoritarianism and social dominance orientation. Personality and Individual Differences, 99, 106–112. doi: 10.1016/j.paid.2016.04.080

Ross, M.H. (1993) The Culture of Conflict: Interpretations and Interests in Comparative Perspective. New Haven, CT: Yale University Press, 264.

Satherley, N., & Sibley, C.G. (2016) A Dual Process Model of attitudes toward immigration: Predicting intergroup and international relations with China. International Journal of Intercultural Relations, 53, 72–82. doi: 10.1016/j.ijintrel.2016.05.008

Satorra, A., & Bentler, P.M. (2001) A scaled difference chi-square test statistic for moment structure analysis. Psychometrika, 66(4), 507–514. doi: 10.1007/BF02296192

Sibley, C.G., & Duckitt, J. (2013) The dual process model of ideology and prejudice: a longitudinal test during a global recession. The Journal of Social Psychology, 153(4), 448–466. doi: 10.1080/00224545.2012.757544

van de Schoot, R., Lugtig, P., & Hox, J. (2012) A checklist for testing measurement invariance. European Journal of Developmental Psychology, 9, 486–492. doi: 10.1080/17405629.2012.686740

van Hiel, A., Cornelis, I., Roets, A., & De Clercq, B. (2007) A comparison of various authoritarianism scales in Belgian Flanders. European Journal of Personality, 21(2), 149–168. doi: 10.1002/per.617

Wolf, E.J., Harrington, K.M., Clark, S.L., & Miller, M.W. (2013). Sample Size Requirements for Structural Equation Models: An Evaluation of Power, Bias, and Solution Propriety. Educational and Psychological Measurement, 73(6), 913–934. doi: 10.1177/0013164413495237