Введение

Проблема изучения внутреннего благополучия человека имеет давнюю историю. Еще в период Античности она затрагивалась в рамках двух различных подходов — гедонистического и эвдемонистического (Lopez, Snyder, 2009). Данные подходы в настоящее время представлены за рубежом конструктами «субъективного» (Diener,Larsen, 1993; Dieneretal., 1999) и «психологического» (Ryff, 1989; Ryff, Keyes, 1995) благополучия. 

Анализ литературы показывает, что есть несколько истоков разработки данной проблемы: 1) практическая консультационная и психотерапевтическая работа, где, несмотря на первоначальное отсутствие обобщающего термина, относящегося к переживанию благополучия/неблагополучия, десятилетиями, начиная с З. Фрейда, предпринимались шаги по нормализации уровня внутреннего благополучия клиентов; 2) изучение проявлений внутреннего благополучия/неблагополучия у представителей различных социальных групп и слоев, а также воздействие на эти проявления в форме рекомендаций для различных социальных институтов по выработке законов и принятию мер социальной защиты наиболее обездоленных слоев населения; 3) медицина и охрана здоровья населения, где при разработке различных технологий лечения и реабилитации больных, в том числе с тяжелыми заболеваниями, специалисты стали ориентироваться на повышение показателей по различным параметрам качества жизни больных, что связано и с повышением уровня переживаемого ими благополучия; 4) система образования, где столетиями практиковались авторитарные взаимоотношения, пока не был разработан личностно-ориентированный подход в обучении, направленный на обеспечение внутреннего благополучия обучающихся.

Собственно психологические исследования внутреннего благополучия человека широко развернулись за рубежом во второй половине ХХ в. В качестве индикаторов этого феномена Н. Брэдберн (Bradburn, 1969) выделил положительный и отрицательный аффекты, частоту и интенсивность каждого, а также баланс между ними. К. Рифф и К. Кейес (Ryff, Keyes, 1995, p. 719) сообщают, что некоторые исследователи использовали как индикатор «удовлетворенность жизнью» (Sauer, Warland, 1982), другие — «качество жизни» (Headey etal., 1993). Применяемый в то время инструментарий был достаточно прост: респонденты отвечали на один или несколько прямых вопросов, оценивая, насколько они счастливы, удовлетворены жизнью или склонны к депрессии.

Проанализировав сложившуюся традицию изучения благополучия и использовавшийся инструментарий, К. Рифф сделала вывод о необходимости разработать психологическую концепцию благополучия и построила модель позитивного психологического функционирования, включающую 6 факторов: самопринятие, личностный рост, цель в жизни, позитивные отношения с окружающими, управление средой,автономия(Ryff, Keyes, 1995, p. 720).

Позднее К. Кейес, Д. Шмоткин и К. Рифф (Keyesetal., 2002) предложили различать два вида благополучия — субъективное (subjectivewell-being, SWB) и психологическое (psychologicalwell-being, PWB). SWBописывается в терминах удовлетворенности жизнью и баланса между позитивным и негативным аффектами; PWBсвязано с решением человеком экзистенциальных проблем, что изучается с помощью упомянутой выше 6-факторной модели. Было показано, что эти виды благополучия могут соотноситься по-разному: SWB=PWB; SWB>PWB; SWB<PWB.

В настоящее время значительное число зарубежных исследований посвящено изучению психологических коррелятов переживаемого человеком благополучия/неблагополучия  (Gutiérrezetal., 2005; Hayes, Joseph, 2003; Lucas, 2008; Lucas, Fujita, 2000). В отечественной психологии эти проблемы столь же активно изучаются, создаются различные теоретические модели и конструкты феномена (Батурин и др., 2013; Башкатов, 2013; Зотова, 2017; Солдатова, Бенко, 2016; Фесенко, 2005; Шамионов, 2004), проводятся его исследования на дошкольном, школьном и студенческом возрастах (Подольский и др., 2011; Глозман, Винникова, 2012; Гордеева и др., 2009).

Анализ зарубежных и отечественных исследований показал, что конструкт «субъективное благополучие» в большей мере касается эмоциональной сферы человека, а «психологическое благополучие» характеризует его личностную сферу.

Предлагаемый нами и используемый в данной работе конструкт «эмоционально-личностное благополучие» (Э-Л благополучие) позволяет интегрировать представления о «субъективном» (эмоциональном, гедонистическом) и «психологическом» (личностном, эвдемонистическом) благополучии, а также учесть влияние негативных факторов на переживание человеком внутреннего благополучия. Таким образом, содержательная специфика данного конструкта заключается в его трехкомпонентной структуре, включающей  «позитивный эмоциональный компонент», «позитивный личностный компонент» и «негативный компонент, или компонент неблагополучия» (Карапетян, Глотова, 2017).

Проблема исследования

При изучении внутреннего благополучия существует проблема, касающаяся не только разработки теоретических подходов, но и создания соответствующего психологического инструментария.   

В свое время К. Рифф разработала несколько вариантов опросника. В одном из них каждый из 6 факторов измерялся с помощью шкалы в 20 пунктов, в другом — с помощью шкалы в 14 пунктов, а в варианте, предназначенном для проведения масштабного исследования методом телефонного опроса, шкалы вообще были сокращены до 3 пунктов. Причем эти короткие шкалы показывали коэффициенты корреляции с соответствующими шкалами из 20 пунктов от 0.70 до 0.89 (Ryff, Keyes, 1995).То есть минимизированный вариант опросника был столь же эффективен. В 1970—1980-е гг. исследователями также применялись минимизированные опросники, требующие непосредственной оценки того или иного аспекта переживания человеком благополучия/неблагополучия. В таких опросниках мы усматриваем определенное сходство с давно используемой в психологии методикой Дембо—Рубинштейн, где испытуемый на 10-сантиметровых отрезках отмечает степень выраженности у себя различных качеств, и с «Семантическим дифференциалом», где дескрипторы фактически являются моношкалами.

В настоящее время в отечественной психологии изучение внутреннего благополучия осуществляется чаще всего по опроснику К. Рифф (Фесенко, 2005; Шевеленкова, Фесенко, 2005). П.П. Фесенко использовал этот опросник для измерения психологического благополучия студентов высших и средних специальных учебных заведений. Причем он применял два варианта инструкции: в первом (традиционном), испытуемому предлагалось оценить себя, проявляя «актуальное психологическое благополучие»; во втором варианте надо было «заполнить опросник <…> от лица человека, вполне удовлетворенного жизнью» (Фесенко, 2005, с. 134), что раскрывало представления об «идеальном психологическом благополучии» (там же, с. 135). Проведя факторный анализ, автор сделал вывод, что «вопрос о факторной структуре психологического благополучия остается открытым» (Там же). Сказанное свидетельствует в пользу необходимости не только изучать возможности и ограничения старых исследовательских инструментов, разработанных за рубежом, но и создавать новые конструкты благополучия и новые исследовательские методики для его изучения.  

Учитывая возможность использования минимизированных опросников, мы разработали исследовательскую методику «Самооценка эмоционально-личностного благополучия (СЭЛБ)» и изучили ее психологические корреляты (Карапетян, Глотова, 2017; Glotova, Karapetyan, 2017).

Цель настоящей работы — выявление с помощью методики СЭЛБ различных аспектов и особенностей переживания внутреннего благополучия/неблагополучия студентами высших учебных заведений; уточнение исследовательских возможностей данной методики.

Методики

1. Для изучения особенностей Э-Л благополучия студентов использовалась авторская методика СЭЛБ (Карапетян, Глотова, 2017).

Испытуемым предлагается по 7-балльной системе оценить себя в настоящий момент («Я в настоящем») по 9 параметрам, объединенным в три блока: А — параметры «эмоционального» благополучия («счастливый», «везучий», «оптимист»); В — параметры «личностного» благополучия («успешный», «компетентный», «надежный»); С — параметры неблагополучия («пессимист», «несчастливый», «завистливый»). На бланке параметры предлагались в такой последовательности: счастливый, успешный, пессимист, везучий, компетентный, несчастливый, оптимист, надежный, завистливый.

Вычислялись суммарные оценки по каждому из трех компонентов: А — индикатор «эмоционального» благополучия; В — индикатор «личностного» благополучия; С — индикатор неблагополучия; (А+В) — суммарный показатель «эмоционального» и «личностного» благополучия; (А‒В) — соотношение между выраженностью «эмоционального» и «личностного» компонентов благополучия и его величина; (А+В‒С) — общий индекс эмоционально-личностного благополучия (индекс СЭЛБ).

Конвергентная валидность методики СЭЛБ была проверена на основе корреляций с методикой К. Рифф «Шкала психологического благополучия (ШПБ)» в адаптации Т.Д. Шевеленковой и П.П. Фесенко (2005) на выборке из 55 спасателей. Коэффициенты корреляции индекса СЭЛБ со шкалами ШПБ (все при p<0.001): «позитивные отношения с окружающими» (0.715); «автономия» (0.551); «управление средой» (0.709); «личностный рост» (0.672); «цель в жизни» (0.718); «самопринятие» (0.702). Надежность методики проверялась на той же выборке спасателей в ходе лонгитюдного исследования (временнЫе интервалы между первым и вторым срезами — 6 лет, между вторым и третьим — 1 год). Коэффициенты корреляции (все при p<0.001) индекса СЭЛБ между 1 и 2-м срезами — 0.91; между 2 и 3-м — 0.86; между 1 и 3-м срезами — 0.90. Теоретически возможный разброс результатов по индексу СЭЛБ от ‒15 до +39 баллов. Эмпирически на выборке 2229 респондентов получен разброс от ‒9 до +39 баллов  (Карапетян, Глотова, 2017).

2. Для исследования взаимосвязи Э-Л благополучия студентов с показателями их адаптированности применялась методика «Социально-психологическая адаптация» (СПА) К. Роджерса и Р. Даймонд в адаптации А.К. Осницкого (2004).

3. Для исследования взаимосвязей Э-Л благополучия студентов с показателями их атрибутивного стиля использовался «Опросник атрибутивного стиля» (ОАС) М. Селигмана (Зелигман, 1997). Исследование психометрических свойств опросника выполнено Ю.Е. Перуновым (2006).

Выборка. В исследовании участвовали 430 студентов гуманитарных, педагогических и технических специальностей вузов г. Екатеринбурга: 265 женщин и 165 мужчин в возрасте от 17 до 25 лет, составившие две возрастные группы — «младшую» (17—20 лет; n=326) и «старшую» (21—25 лет; n=104). Средние значения по методике СЭЛБ, полученные на студенческой  выборке, сравнивались со средними значениями, полученными на выборках нестуденческой молодежи (n=608) и осужденных (n=99) того же возраста. Последние были привлечены как группа сравнения, предположительно имеющая наиболее низкий уровень Э-Л благополучия в связи со специфической ситуацией, связанной с ограничением свободы.

Обработка. При обработке полученных данных применялись непараметрический критерий различий Колмогорова—Смирнова, критерий φ* — угловое преобразование Фишера. Корреляционный анализ проводился с использованием коэффициента корреляции Спирмена.  

Результаты

1. Средние значения параметров методики СЭЛБ в выборках студентов, нестудентов и осужденных

Таблица 1 

Достоверность различий между средними значениями параметров методики СЭЛБ у разных категорий респондентов: студенты (С), нестуденческая молодежь (Нс), осужденные (О)

Параметры методики СЭЛБ	Средние значения			Достоверность различий (критерий Колмогорова—Смирнова)
	С (n=430)	Нс (n=608)	О (n=99)	С—Нс	С—О	Нс—О
Счастливый	5.13	5.45	2.57	.030	.000	.000
Везучий	4.63	5.07	3.63	.002	.000	.000
Оптимист	5.21	5.57	5.14	.005	.831	.022
Успешный	4.80	5.03	3.00	.086	.000	.000
Компетентный	4.95	4.99	4.31	.769	.003	.003
Надежный	5.68	5.73	5.62	.998	.009	.005
Пессимист	2.60	2.26	2.18	.030	.050	.171
Несчастливый	2.07	1.85	3.03	.075	.001	.000
Завистливый	1.63	1.79	1.67	.109	.314	.007
А	14.98	16.08	11.33	.005	.000	.000
В	15.42	15.75	12.93	.548	.000	.000
А+В	30.40	31.83	24.26	.004	.000	.000
А‒В	‒0.45	0.33	‒1.60	.050	.016	.000
С	6.30	5.90	6.88	.089	.058	.006
Индекс СЭЛБ	24.10	25.93	17.38	.003	.000	.000

Примечание.1. Полужирным шрифтом выделены наибольшие средние значения. 2. Полужирным курсивом выделены достоверные различия между группами.

Средние значения параметров методики СЭЛБ у разных категорий респондентов представлены втабл. 1.Можно видеть, что по 6  параметрам благополучия (блоки А и В) студенты занимают промежуточное положение между нестудентами (у которых наибольшие средние значения) и осужденными (наименьшие средние значения).

По суммарным параметрам А, А+В, А‒В и общему индексуСЭЛБ (А+В‒С) различия между студентами и нестудентами достоверны, а по параметрам В и С недостоверны. Различия между студентами и осужденными достоверны по 5 суммарным параметрам; недостоверны — только по параметру С.

Таким образом, по сравнению с нестудентами студенты склонны давать значимо более низкие самооценки по параметрам эмоционального благополучия (блок А), тогда как по личностному благополучию (блок В) и компоненту неблагополучия (блок С) самооценки этих групп близки. Более низкие оценки студентов по эмоциональному благополучию могут объясняться спецификой их психологической ситуации. С одной стороны, они уже стали практически взрослыми людьми (во всяком случае с 18 лет), имеющими право на труд, на создание семьи, на участие в выборах, но, с другой стороны, они все еще остаются «учащимися», которых (как и школьников) контролируют, оценивают их академические успехи.

2. Средние значения параметров методики СЭЛБ у студентов разного возраста

Студенты были разделены на две возрастные группы — «младшую» (17—20 лет) и «старшую» (21—25 лет). По методике СЭЛБ выявлено, что студенты «старшей» группы оценивают себя как достоверно более «компетентных» (p=0.007), а в тенденции и более «успешных» (p=0.056), чем студенты «младшей» группы. Последние же оценивают себя как достоверно более «несчастливых» (p=0.010), чем студенты «старшей» группы.

Таблица 2

Достоверность различий между средними значениями суммарных параметров методики СЭЛБ в двух возрастных группах студентов

Параметры СЭЛБ	«Младшая» группа (n=326)	«Старшая» группа (n=104)	Критерий Колмогорова—Смирнова
А	14.57	16.26	.015
В	15.07	16.53	.005
А+В	29.64	32.79	.001
А‒В	‒0.50	‒0.27	.450
С	6.50	5.69	.075
Индекс СЭЛБ	23.14	27.10	.001

Примечание. Выделены достоверные различия между группами. 

Как видно из табл. 2, по суммарным параметрам благополучия (А, В, А+В) и по индексу СЭЛБ (А+В‒С) различия между «старшей» и «младшей» группами студентов статистически достоверны (более высокие баллы в «старшей» группе). По параметру С (неблагополучие) более высокий балл у студентов «младшей» группы, хотя различия недостоверны, но можно говорить о явной тенденции. Отсутствие достоверных различий по параметру А‒В объясняется некоторым преобладанием в обеих возрастных группах баллов по личностному компоненту благополучия (В) над баллами по эмоциональному компоненту (А).   

Более высокие показатели в «старшей» группе могут объясняться изменениями, происходящими в психологической ситуации значительного числа студентов при переходе от младших курсов к старшим: окружающие все чаще воспринимают их как самостоятельных, взрослых людей и менее склонны относиться к ним как к вчерашним школьникам. Кроме того, позитивную роль в повышении уровня эмоционально-личностного благополучия старшекурсников играет осознание благополучно пройденного периода обучения на младших курсах, а также то, что до завершения учебы в вузе остается все меньше и меньше времени.    

3. Средние значения параметров методики СЭЛБ у студентов разного пола

Сравнение средних значений по каждому из 15 параметров методики СЭЛБ в женской (n=265) и мужской (n=165) частях студенческой выборки не выявило достоверных различий (критерий Колмогорова—Смирнова) в оценке девушками и юношами своего эмоционально-личностного благополучия. Средняя величина индекса СЭЛБ у женщин — 24.32, у мужчин — 23.73.

В то же время некоторые половые различия обнаруживаются при сравнении в женской и в мужской частях выборки «младших» и «старших» групп. Так, у женщин статистически достоверные позитивные сдвиги в Э-Л благополучии при переходе от «младшей» группы к «старшей» отмечены по двум параметрам (индексу СЭЛБ и параметру «несчастливый»). У мужчин же достоверные позитивные сдвиги при переходе от «младшей» группы к «старшей» отмечены по 6 параметрам (индексу СЭЛБ, параметрам А, В, А+В и параметрам  «оптимист» и «компетентный»). Поэтому, несмотря на то что и у женщин, и у мужчин выявлены достоверные различия между «младшими» и «старшими» группами по общему индексу СЭЛБ (в обоих случаях показатели достоверно выше в «старшей» группе), можно сказать, что позитивное влияние фактора возраста на Э-Л благополучие несколько более выражено у студентов-мужчин. Это может объясняться большей субъективной значимостью фактора взросления для студентов-мужчин, а также достаточно нейтральным отношением студенток к зависимой позиции обучающихся.   

4. Средние значения параметров методики СЭЛБ в группах студентов с разными уровнями индекса СЭЛБ

Для выделения групп студентов, различающихся по особенностям самооценки Э-Л благополучия, был выполнен двухшаговый кластерный анализ на основе индекса СЭЛБ.Наиболее показательная картина получилась при четырех заданных кластерах. Как можно видеть из табл. 3, каждый пятый студент или студентка показали низкий уровень СЭЛБ. В целом же низкий и сниженный уровни СЭЛБ отмечены у 48.84%, а повышенный и высокий — у 51.16% студенческой выборки.

Таблица 3 

Четыре группы студентов, выделенные с использованием кластерного анализа на основе индекса СЭЛБ

Кластеры	N	%	Min/Max	Индекс СЭЛБ
				М	σ
Низкий индекс СЭЛБ (НИ)	86	20.00	1/17	11.08	4.06
Сниженный индекс СЭЛБ (СИ)	124	28.84	18/25	22.10	2.25
Повышенный индекс СЭЛБ (ПИ)	125	29.07	26/30	27.91	1.40
Высокий индекс СЭЛБ (ВИ)	95	22.09	31/39	33.43	2.19
Итого	430	100.00	1/39	24.10	8.06

Табл. 4показывает, что выделенные четыре группы имеют явные отличия одна от другой. Из 90 различий между группами 82 являются статистически достоверными по критерию Колмогорова—Смирнова. В группе с ВИ балл в 3.02 раза выше, чем в группе с  НИ.

Таблица 4

Достоверностьразличий (критерий Колмогорова—Смирнова) средних значений параметров СЭЛБ в группах студентов с разными уровнями индекса СЭЛБ — низким (НИ), сниженным (СИ), повышенным (ПИ) и высоким (ВИ)

Параметры СЭЛБ	НИ n=86	СИ n=124	ПИ n=125	ВИ n=95	ННИ - СИ	НИ - ПИ	ННИ -ВИ	ССИ - ПИ	ССИ - ВИ	ППИ –ВИ
Счастливый	3.37	4.90	5.66	6.35	.000	.000	.000	.000	.000	.000
Везучий	2.71	4.62	5.01	5.89	.000	.000	.000	.098	.000	.000
Оптимист	2.93	4.98	5.95	6.60	.000	.000	.000	.000	.000	.000
Успешный	3.37	4.53	5.14	6.00	.000	.000	.000	.000	.000	.000
Компетентный	4.26	4.56	5.19	5.76	.482	.000	.000	.008	.000	.000
Надежный	4.63	5.48	6.06	6.38	.001	.000	.000	.015	.000	.143
Пессимист	4.52	2.93	1.98	1.24	.000	.000	.000	.000	.000	.000
Несчастливый	3.71	2.20	1.54	1.13	.000	.000	.000	.002	.000	.000
Завистливый	1.95	1.83	1.56	1.18	.995	.532	.000	.131	.000	.014
А	9.01	14.49	16.62	18.84	.000	.000	.000	.000	.000	.000
В	12.26	14.57	16.38	18.14	.000	.000	.000	.000	.000	.000
А+В	21.27	29.06	33.01	36.98	.000	.000	.000	.000	.000	.000
А‒В	‒3.24	‒0.08	0.24	0.71	.000	.000	.000	.131	.007	.268
С	10.19	6.96	5.08	3.55	.000	.000	.000	.000	.000	.000
Индекс СЭЛБ	11.08	22.10	27.93	33.43	.000	.000	.000	.000	.000	.000

Примечание. Курсивом показаны недостоверные различия между группами. 

Половые различия, имеющие место при делении общей выборки студентов на четыре группы по индексу СЭЛБ: 

Женщины (n=265): НИ=18.87%, СИ=26.42, ПИ=32.83, ВИ=21.89%. 

Мужчины (n=165): НИ=21.82%, СИ=32.73, ПИ=23.03, ВИ=22.42%.

Внутри каждой из четырех групп по критерию φ* — углового преобразования Фишера достоверные различия по индексу СЭЛБ между женщинами и мужчинами отсутствуют. Однако если рассмотреть суммарные проценты по группам с НИ и СИ (45.29% у женщин и 54.55% у мужчин), то различия становятся достоверными (φ*эмп.=1.87>φ*крит.=1.64, p<0.05). Аналогичная картина и с суммарными процентами по группам с ВИ и ПИ (54.71% у женщин и 45.45% у мужчин), где различия достоверны на том же уровне (φ*эмп.=1.87>φ*крит.=1.64, p<0.05). То есть мужчин достоверно больше в группах с НИ и СИ, а женщин — в группах с ВИ и ПИ, что говорит о несколько более высоком Э-Л благополучии в женской части выборки.

Если рассмотреть внутри четырех групп различия по возрасту без учета пола, то картина следующая:

«Младшая» группа (n=326): НИ=23.01%, СИ=30.67, ПИ=29.14, ВИ=17.18%.

«Старшая» группа (n=104): НИ=10.58%, СИ=23.08, ПИ=28.84, ВИ=37.50%.   

При этом по критерию φ* достоверные различия между «младшими» и «старшими» имеются в группах с НИ  (φ*эмп.=3.00>φ*крит.=2.31,p<0.01) и ВИ (φ*эмп.=4.11>φ*крит.=2.31, p<0.01). Если рассмотреть суммарные проценты по группам с НИ и СИ (53.68% у «младших» и 33.66% у «старших»), то различия тоже достоверны (φ*эмп.=3.61>φ*крит.=2.31, p<0.01). Аналогичная картина и с суммарными процентами по группам с ВИ и ПИ (46.32% у «младших» и 66.34% у «старших»), где различия достоверны на том же уровне  (φ*эмп.=3.61>φ*крит.=2.31, p<0.01). То есть студентов 17—20 лет достоверно больше в группах с НИ и СИ, а студентов 21—25 лет достоверно больше в группах с ВИ и ПИ, что говорит о более высоком Э-Л благополучии у студентов «старшей» группы.

Наконец, можно рассмотреть различия одновременно и по полу, и по возрасту. В «младшей» группе студентов с СИ (27.32% у женщин, 36.36% у мужчин) различия достоверны (φ*эмп.=1.70>φ*крит.=1.64, p<0.05). В группе студентов с ПИ (32.19% у женщин, 23.97% у мужчин) отмечена тенденция к достоверным различиям, не достигшая, однако, 5%-го уровня достоверности (φ*эмп.=1.60<φ*крит.=1.64, p>0.05). Если в «младшей» группе рассмотреть суммарные проценты НИ+СИ (49.76% у женщин и 60.33% у мужчин), то различия достоверны (φ*эмп.=1.86>φ*крит.=1.64, p<0.05). Аналогичная картина в «младшей» группе и с суммарными процентами ВИ+ПИ (50.24% у женщин и 39.67 у мужчин), где различия достоверны на том же уровне (φ*эмп.=1.86>φ*крит.=1.64, p<0.05). То есть среди студентов 17—20 лет в группах с НИ+СИ  достоверно больше мужчин, а в группах с ВИ+ПИ достоверно больше женщин,  что говорит о более высоком Э-Л благополучии у студенток «младшей» группы в сравнении со студентами-мужчинами.

Представляет интерес также то, что в женской части «младшей» группы по суммарным процентам НИ+СИ (49.76%) и ПИ+ВИ (50.24%) достоверных различий нет, тогда как в мужской части «младшей» группы между суммарными процентами  НИ+СИ (60.33%) и ПИ+ВИ (39.67%) есть достоверные различия (φ*эмп.=3.24>φ*крит.=2.31, p<0.01). Это подтверждает, что в «младшей» группе у женщин ситуация с Э-Л благополучием более предпочтительная, чем в группе мужчин.

В «старшей» группе студентов  с ПИ (35.0% у женщин, 20.45% у мужчин) различия достоверны (φ*эмп.=1.65>φ*крит.=1.64, p<0.05).  В группе студентов с НИ (6.67% у женщин, 15.91% у мужчин) отмечена тенденция к достоверным различиям, не достигшая 5%-го уровня достоверности (φ*эмп.=1.50<φ*крит.=1.64, p>0.05). При этом в женской части «старшей» группы по суммарным процентам НИ+СИ (30,0%) и ПИ+ВИ (70.0%) есть достоверные различия (φ*эмп.=4.51>φ*крит.=2.31, p<0.01). В мужской части «старшей» группы также между суммарными процентами НИ+СИ (38.64%) и ПИ+ВИ (61.36%) есть достоверные различия (φ*эмп.=2.15<φ*крит.=1.64, p>0.05). Эти различия свидетельствуют о возрастании Э-Л благополучия, однако примерно у трети студентов ситуация продолжает оставаться недостаточно благоприятной, причем несколько больше это выражено у мужчин. Возможные причины данной ситуации — это и исходно низкий у части студентов уровень готовности к учению и умения учиться, и разочарование в будущей профессии, и необходимость работать в ущерб занятиям, и др.

 

(Окончание статьи в следующем номере журнала)