2. КУМУЛЯТИВНОЕ ШКАЛИРОВАНИЕ

2.1. Модель шкалирования Моккена

Модель шкалирования Моккена является вероятностным расширением гуттмановского подхода [12]. Она точно так же предполагает существование латентной переменной, репрезентируемой набором суждений, согласие с каждым из логического ряда которых влечет согласие со всеми последующими. Индивидуальное значение респондента определяется рангом наиболее общего из суждений либо полным числом положительных ответов по шкале. Главное достоинство этого метода измерения в том, что он позволяет оценивать качество шкалы путем сравнения с нулевой гипотезой о статистической независимости ее пунктов (которая реализуется в случае отсутствия латентной переменной, определяющей иерархию).

Модель была предложена голландским исследователем политики  Робертом Моккеном в его работе «Теория и процедура шкального анализа» [86]. Любопытно, что, несмотря на английский язык ключевых публикаций по данной теме, теоретическое развитие и широкое применение моккеновское шкалирование в большей степени получило в Европе, чем в США. Во всяком случае, среди доступных нам материалов ощутимо преобладает европейское авторство. Вероятно, наиболее значительный центр развития этих идей и сегодня находится в Нидерландах. Причем развитие это происходит в рамках так называемой непараметрической теории тестовых заданий (nonparametric item response theory) – части современной психометрики, во многом ориентированной на измерение знаний. К сожалению, авторам не известно ни одного примера реализации соответствующей модели в отечественной науке. Более того, нам не удалось обнаружить ни одной русскоязычной публикации, в которой бы она просто упоминалась.

Основное теоретическое различие, проводимое Моккеном, состоит в разделении моделей шкалирования на детерминистские и вероятностные. Детерминистская модель применима, если ответ респондента по одному пункту шкалы полностью воспроизводим на основе ответа по другому, логически более общему. В вероятностных моделях для индивида открыты все возможные варианты ответов. Они часто позволяют исследователю сделать вывод о наличии латентной переменной в тех случаях, когда стандартная процедура, основанная на коэффициенте репродуктивности, приводит к отвержению такой возможности [74].

Наиболее слабым местом детерминистских моделей, наподобие стандартного гуттмановского шкалирования, считается отсутствие возможности теоретико-вероятностного учета ошибок измерения. В отношении нешкалируемых ответов «мы можем сказать только, что такие ответы существуют, и пытаться развивать методы, присваивающие шкальные значения наблюдениям, которые демонстрируют эти ошибки. Но они все равно остаются как пробелы в нашем объяснении вариации данных» [Ibid, р. 43].

Сформулируем основные модельные предположения для вероятностной кумулятивной шкалы. Если существует латентный социальный признак k (например, социальная установка), который может быть представлен одномерным континуумом, то каждый респондент имеет определенную, априорно неизвестную степень выраженности этого признака, которой соответствует значение q на континууме k. Допустим, что отдельные, неизвестные, значения признака можно выразить через суждения с дихотомическим выбором («согласен – не согласен»). Допустим далее, что для каждого такого суждения вероятность утвердительного выбора будет монотонно возрастать по мере увеличения q. Тогда респонденты, обладающие большей выраженностью признака k, будут чаще выбирать пункт «согласен». Эта зависимость для одного из суждений представлена на рис.2.1. 

Рис.2.1. Вероятность утвердительного ответа в зависимости

от силы установки

Функциями подобного вида обладают все суждения, образующие шкалу признака k. Логично предположить, что с некоторыми из пунктов шкалы респондентам сложнее согласиться, чем с другими, а это значит, что одинаковой вероятности позитивных ответов соответствуют разные значения k. Для того же уровня согласия требуется большая сила установки, и вероятность позитивного ответа монотонно убывает с возрастанием трудности суждения. Сочетание этого условия с условием монотонного возрастания вероятности утвердительного выбора в зависимости от q дает правило двойной монотонности (double monotonicity). Оно проявляется в том, что повышение трудности принятия высказывания приводит к смещению графика вправо, причем графики разных высказываний не пересекаются, хотя могут совпадать. Тогда совокупность функций для всей шкалы из четырех пунктов имеет следующий вид (рис.2.2):

Рис.2.2. Функции вероятности утвердительного ответа

для четырех пунктов шкалы

Кроме того, на рис. 2.2. показано, что каждому пункту шкалы присваивается значение d, соответствующее вероятности утвердительного ответа 50%. Для третьего респондента d₃=q₃, поскольку сила его установки такова, что он согласится с третьим пунктом шкалы с вероятностью 50%. Пункты шкалы упорядочены от легких (d₁) к трудным (d₄).

Требование двойной монотонности практически проявляется в том, что графики функций для разных пунктов не пересекаются. В противном случае мы просто не сможем сказать, какое из суждений респондентам труднее принимать.

Для набора высказываний, подчиняющегося правилу двойной монотонности, вероятность положительных ответов на более сложные пункты меньше либо равна вероятности положительных ответов на менее сложные. Соответственно с более трудными высказываниями согласится меньшая доля респондентов (рис.2.3).

Рис.2.3. Число респондентов (n), соглашающихся

с высказываниями разной трудности

Порядок значений d соответствует порядку долей респондентов, согласившихся с высказываниями. Таким образом, если n_i – число респондентов, согласившихся с высказыванием i, то d_i>d_jó n_i< n_j.

Гипотеза двойной монотонности проверяется путем сравнения двух матриц – Р и Р₀. В ячейках Р содержится доля респондентов, давших положительный ответ по соответствующему пункту шкалы, а в ячейках Р₀ – давших отрицательный ответ. Условие двойной монотонности выполняется, если с повышением сложности пунктов числа в матрице Р уменьшаются, а в матрице Р₀ – увеличиваются.

Джейн Левинджер в 1944 г. предложила коэффициент однородности (homogenety) H, который используется для оценки качества шкал в модели Моккена. Его вычисление основано на сравнении вероятности упорядочения, содержащего ошибки, с вероятностью того, что пункты шкалы независимы. Коэффициент принимает значения от 0 до 1. Ноль означает статистическую независимость ответов и, как следствие, отсутствие какой бы то ни было кумулятивной структуры в них. Единица соответствует детерминистской модели и показывает отсутствие нешкалируемых ответов.

Для любых двух пунктов шкалы i и j, таких что i труднее j, можно построить матрицу частот возможных ответов* (табл.2.1)    

·                     Т а б л и ц а 2.1

Матрица частот возможных ответов

Эта таблица позволяет рассчитать три вида коэффициентов H: для пары пунктов, для каждого пункта в отдельности и для всей шкалы в целом.

где   .

где i ¹ j.                

где i = j+1.

В соответствии с величиной Н шкалы классифицируются следующим образом:

1) > 0,5 – сильная шкала;

2) 0,5 – 0,4 – средняя шкала;

3) 0,4 – 0,3 – слабая шкала;

4) < 0,3 – отсутствие одномерной шкалы.

Хотя первоначально моккеновское шкалирование основывалось только на дихотомических переменных, уже в 1980-х гг. Сийтсма, Дебетс и Моленаар предложили расширение для множества градаций [100]. Они также разработали компьютерную программу MSP (Mokken scale analysis for polytomous items), которая способна оценивать качество кумулятивных шкал на основе модели Моккена (для дихотомии или множественных градаций) и конструировать одномерные последовательности из набора пунктов шкалы, для которого была произведена оценка, например лайкертовского типа. Причем число таких последовательностей ограничено только величиной заданного набора.

Уже из приведенного краткого описания становится очевидным методическое значение моккеновского шкалирования и его большой потенциал для исследований. Особенно ценным представляется эмпирическое обоснование измерительных шкал, которое можно осуществлять, в том числе, при вторичном анализе данных. По мнению Стокмана и ван Шуура, модель Моккена вписывается в перспективу развития методов шкалирования, которая состоит в обнаружении структур реальности. «Вместо того, чтобы начинать с теоретических концептов, мы можем начать с некоторого числа индикаторов и выяснить, что представляет собой их структура. Может оказаться, что совокупность индикаторов (не обязательно все из них) может быть представлена как хорошо подогнанная одно- или многомерная шкала» [102, р. 10]. Действительно, анализ Моккена позволяет построить хорошо обоснованную кумулятивную шкалу на материале измерений по другим шкалам (Лайкерта или Терстоуна). В принципе, для произвольно конструируемых шкал с большим числом пунктов возможно обнаружение нескольких одномерных континуумов, отражаемых в кумулятивных шкалах.

Приведем несколько примеров практического применения рассмотренной модели. Уильям Джейкоби исследовал при помощи шкального анализа Моккена структуру идеологического мышления американцев [75]. Он высказал гипотезу, что политическая оппозиция «либерализм–консерватизм» имеет континуальный и кумулятивный характер для избирателей США. Одной из основ выдвижения этой гипотезы послужил тот факт, что многие люди в ходе опросов выбирают для себя определенную позицию на шкале политической ориентации, но при этом не демонстрируют больше никаких признаков идеологической ориентации.

Джейкоби пытается учесть как вариацию в частоте присвоения стимулам идеологического смысла, так и вариацию респондентов по уровню идеологической искушенности. Он полагает, что структура ответов, порождаемая наложением этих двух вариаций, имеет кумулятивный характер, причем основу структуры составляет переменная, концептуализируемая как «идеологическая трудность» (ideological difficulty). В некоторых случаях связи между идеологическими ярлыками и политическими стимулами хорошо известны и легко осуществляются людьми, соответственно они вызывают согласованные (consistent) суждения. С усложнением идеологического содержания стимулов согласованность падает. Следовательно, человек, демонстрирующий высокую согласованность суждений по идеологически трудным вопросам, должен демонстрировать ее и по идеологически более простым.

Эмпирическое подтверждение кумулятивной модели позволяет размещать и индивидов, и политические суждения вдоль одного измерения идеологической трудности. Идеологическая согласованность (consistency) понимается Джейкоби как соответствие индивидуальных суждений некоему объективному расположению объектов на шкале «либерализм–консерватизм». Согласно ему, например, Демократическая партия США относится к либеральному полюсу, а республиканцы – к консервативному. Ответ, искажающий этот порядок, расценивается как неконсистентный. Моккеновский анализ показал существование идеологической кумулятивной структуры ответов на национальных выборках 1984 и 1988 гг.

Не так давно модель Моккена была применена для установления существования континуума некоитальных сексуальных взаимодействий среди западных подростков [76]. Основой шкального анализа послужило трехгодичное лонгитюдное исследование, реализованное в Норвегии. Шкала включала шесть пунктов:

1) не обладают опытом – 0;

2) «встречаются» – 1;

3) целуются – 2;

4) целуются по-французски – 3;

5) используют легкий петтинг – 4;

6) используют жесткий петтинг – 5.

Коэффициент H колебался в районе 0,77 – 0,85. Было также показано, что такой паттерн половой социализации не универсален.

Примером разрешения принципиальных методических трудностей стал шкальный анализ установок к абортам. В подобных исследованиях обычно выделялись два направления измерения: установки к абортам по медицинским показаниям и по социальным причинам. Процентные распределения ответов на соответствующие вопросы существенно отличались: согласие с медицинскими абортами высказывало большее число респондентов. Гиллспи с соавторами интерпретировал это различие как различие в трудности принятия последовательных градаций одномерного континуума [69].

Анализ позволил отделить вариацию установок во времени от вариации, вызванной различной сложностью пунктов шкалы. Использовались данные трех выборок населения США Национального центра исследования общественного мнения за 1975, 1980 и 1985 гг. Шкала измерения установки к абортам включала шесть утверждений о допущении респондентом абортов в случае, если: 1) беременность подвергает высокой опасности здоровье женщины; 2) высока вероятность врожденных дефектов у ребенка; 3) беременность является результатом изнасилования; 4) доход семьи низок и она не может содержать детей; 5) женщина не состоит в браке и не хочет выходить замуж; 6) женщина замужем, но не хочет больше иметь детей. Для этих шести пунктов было показано существование устойчивого во времени одномерного континуума.

Как было сказано, модель Моккена может применяться не только для проверки шкал, но и для прямого их конструирования. Так произошло в международном исследовании установок к нелегальным иммигрантам [93], в котором из 20 суждений шкалы Лайкерта, на основе статистических показателей, были отобраны 5 пунктов, образующих одномерный континуум. Сначала был проведен факторный анализ измерений по шкале нелегальной иммиграции лайкертовского типа, показавший существование трех факторов. Построенная кумулятивная шкала впоследствии дала те же три фактора. При моккеновском анализе первоначальной шкалы ответы были дихотомизированы. Эта процедура была полезна в данном случае, поскольку обнаружилось, что респонденты слабо различают градации. В общем же, дихотомизация при шкальном анализе необязательна, потому что, напомним, Сийтсма, Дебетс и Моленаар предложили расширение модели Моккена для пунктов со множеством градаций. По данным лайкертовского шкалирования была построена 8-членная кумулятивная шкала, упрощенная в результате полевой проверки до 5-членной, содержавшей пункты, одинаково хорошо работавшие во всех странах. Общий шкальный коэффициент Левинджер для 5-членной шкалы составил 0,51. В табл. 2.2  приведены результаты исследования, касающиеся одномерного континуума.

·                   Т а б л и ц а 2.2

Результаты исследования одномерного континуума

2.2. Измерение социальной дистанции

Термин «социальная дистанция» может употребляться в двух смыслах: как мера различия объектов (индивидов, классов, стран и т.п.), вычисляемая по их координатам в пространстве социальных характеристик (статус, доход и т.д.), либо как отношение одной социальной группы к другой. Употребление термина в первой формулировке связано с работами П. А. Сорокина в области социальной мобильности [35], а во второй – с методом измерения установки, предложенным Э. Богардусом. Это разделение также может быть интерпретировано как различие между социологическим и психологическим подходами к социальной дистанции. Можно противопоставить ему и различие «объективной» и «субъективной» социальной дистанций, как измеряемых вне зависимости от конкретного индивида и с точки зрения такового.

Как и всякая метафора, исследуемое нами понятие подвержено размыванию в процессе употребления. Например, весьма авторитетными исследователями – этнологами – оно используется «в широком значении как мера сходства или различия не только в социальных позициях, но и в макросистемных социальных и социально-полити-ческих ориентациях этнических групп» [36, с. 9]. В данной работе мы будем апеллировать преимущественно к узкому и следующему в русле традиции установки определению. Согласно П.Н. Шихиреву, отчасти выражающему эту традицию, социальная дистанция – это «восприятие различия социального статуса участниками социального взаимодействия» [43, с. 128].

Знаменитая и старейшая из установочных шкал – шкала Эмори Богардуса – является основным инструментом измерения «субъективной» социальной дистанции. Любопытно, что она так и не получила критической модернизации, несмотря на то, что исследования социальной дистанции ведутся с 1920-х гг. и накопленный материал достаточен для существенных подвижек в этой области. Шкала Богардуса представляет собой набор из утверждений, предлагаемых респонденту и содержащих допущение разных видов социальных контактов с представителями других социальных групп. Например:

 Считаете ли Вы возможным для себя:

1. Породниться с немцами посредством брака?

а) да               б) нет

2. Иметь среди немцев близких друзей?

а) да               б) нет

3. Работать вместе с немцами?

а) да               б) нет

4. Жить с немцами по соседству?

а) да               б) нет

5. Жить с немцами в одной стране?

а) да               б) нет

Дистанция определяется путем суммирования всех отрицательных (или всех положительных) ответов. Как видим, эта шкала относится к кумулятивным и полностью вписывается в модели Гуттмана и Моккена. Шкала Богардуса в том виде, в каком она используется во всех известных нам исследованиях, совершенно точно относится к ординальному уровню измерения. Нет никаких оснований полагать, что градации соответствуют реальным числам, а психологическое расстояние между ними одинаково.

Т. Шибутани [42] интерпретировал понятие «социальная дистанция» как степень формализации отношений, а ее увеличение трактовал как переход от персонифицированных отношений к отношениям, в которых человек начинает видеть в другом лишь частный случай определенной социальной категории. Подобный подход относится к психологической традиции понимания феномена социальной дистанции как установки. На его основе Шибутани также выдвинул гипотезу о влиянии величины дистанцирования от «других» на степень автономности личности.

Существует тонкое различие между установкой на степень формализации отношений с окружающими и социальной дистанцией, измеряемой по шкале Богардуса. Иерархия, устанавливаемая в шкале, определенно связана с уровнем партикулярности видения другого человека: если к сослуживцу можно отнестись как к представителю социальной категории, то с друзьями это уже невозможно. Однако самоотчет о высокой социальной дистанции может соотноситься респондентом с представителями обозначенных в шкале групп, которых он хорошо знает лично. Иными словами, не только групповые стереотипы могут распространяться на конкретных людей (что подразумевается в интерпретации Шибутани), но и отношение к конкретным людям может превращаться в стереотипы. Поэтому можно сказать, что социальная дистанция в виде принятия определенных форм социальных отношений служит основанием для социальной дистанции в виде формализации этих отношений.

Хотя практика применения шкалы Богардуса сложилась в основном в области изучения межэтнических и расовых установок, в принципе, она пригодна для измерения социальной дистанции между любыми группами. Существуют примеры успешной адаптации шкалы для изучения дистанцирования по отношению к религиозным конфессиям [56], представителям нетрадиционной сексуальной ориентации [67] и душевнобольным людям [47]. Несомненно, возможно измерение социальной дистанции к представителям политических идеологий, профессий и многих других групп. Очевидно, что адаптация шкалы для измерения установок к некоторым из них требует изменения пунктов, перечисляющих социальные контакты. Бессмысленно спрашивать у интеллигента, допускает ли он проживание в одной стране с рабочими.

Само по себе такое требование трансформации формулировок рождает исследовательский интерес, поскольку предполагает существенные структурные отличия разных типов идентичности, отражающиеся в возможности дистанцирования. Здравый смысл говорит нам, что в случае с религией вполне адекватной может быть и оригинальная версия шкалы Богардуса (и это свидетельствует о сходных механизмах этнической и религиозной идентификации). Вообще же содержание вопросов зависит от разделяемых исследователем концепций природы социальной дистанции. Так, на основании теоретических представлений о гомофобии для измерения социальной дистанции к гомосексуалистам был сконструирован инструментарий, основанный на тех же принципах, что и шкала Богардуса, но полностью отличающийся в формулировках [67]. Респонденту предлагалось высказать согласие/несогласие со следующими суждениями:

1. Мне было бы некомфортно на вечеринке, где присутствует гомосексуалист.

2. Мне было бы неспокойно ехать в машине наедине с гомосексуалистом.

3. Мне было бы некомфортно остаться в комнате наедине с гомосексуалистом.

4. Мне было бы некомфортно, если бы гомосексуалист переночевал у меня.

5. Мне было бы неспокойно жить в одном доме с гомосексуалистом.

Коэффициент репродуктивности для этой шкалы составил 0,95 на нерепрезентативной выборке американских студентов.

На основе классического варианта Богардуса можно сконструировать еще два типа шкал, учитывающих разные в перцептивном плане аспекты социальной дистанции. По формулировке вопросов видно, что классический вариант был создан, исходя из перспективы восприятия большинства. Миноритарная же социальная дистанция «основана скорее на реакции меньшинства на свое ощущаемое отвержение или принятие доминирующей группой, чем на реакции доминирующей группы на меньшинство» [81, р.17]. Из этого можно, как это делают  цитируемые авторы, вывести необходимость шкалы, обратной богардусовской, с целью представления перцептивной перспективы меньшинства. «Обратная» шкала содержит конструкции типа «допустили бы они..?», «возможно ли для них ..?» Такую обратную шкалу вполне можно предложить и представителям доминирующей группы. Поскольку мы говорим только о восприятии различия социальных статусов, логично включить в разговор и восприятие чужого восприятия этого различия. Поэтому «обратная» шкала социальной дистанции может быть применима к группам независимо от их статуса. Вообще можно представить себе по крайней мере три вида установок к социальной дистанции, непосредственно измеряемых шкалами, подобными богардусовской:

1) «я – они» – классическая шкала;

2) «они – я» – «обратная» шкала;

3) «я – они, как думают они» – шкала, которую можно назвать «взаимно обратной» (формулируется через вопросы типа «как Вы думаете, они считают, что для Вас возможно ..?»). Комплекс таких измерений содержит информацию о восприятии не только статусных различий, но и различий в восприятии статусов, и различий в восприятии восприятия.

В случае, когда измеряется дистанцирование от культурных, этнических или расовых групп, имеет смысл обратить внимание на то, что это – дистанцирование от группы в целом, вне зависимости от социально-экономических классов, на которые она делится внутри. Введение в вопросник классовой дифференциации может не просто обогащать данные важными нюансами, но и приводить к серьезному их изменению [70].

Приведенное ранее определение П. Н. Шихирева, которому следуем мы, накладывает важные ограничения на применение понятия «социальная дистанция». Прежде всего этот термин можно использовать только для характеристики относительно стабильных и прозрачных культурных миров. Иными словами, для появления социальной дистанции требуется история межгруппового взаимодействия. Бессмысленно измерять установку «новых русских» к индейцам племени апачи, хотя технически это возможно. Еще одно ограничение социальной дистанции – ее перцептивная онтология. Этот феномен существует только как воспринимаемое субъектами социальное различие, что означает нелинейную связь между «объективной» и «субъективной» социальными дистанциями. Так, в некоторых социальных группах может не быть дистанцирования по признаку дохода, легко регистрируемого в качестве критерия расположения индивида в социальном пространстве извне жизненного мира группы.

Концепция социальной дистанции базируется на метафоре, понятной благодаря когнитивной роли пространственного опыта. Расстояние органично выражает различие, и это проявляется в математической организации данных, отдельные измерения которых можно представить в виде координат. Тем проще предположить, что эти координаты в некоторых случаях соответствуют геометрии реального мира, т.е. социальных феноменов (что и наблюдается в «объективистской» традиции употребления термина). «Это не означает, что любой социологический термин, который кажется геометрическим, на самом деле является геометрическим понятием, – утверждает Курт Левин. – Например, термин «социальная дистанция», вероятно, не является геометрическим понятием» [21, с. 74]. Скорее всего основанием для подобных суждений послужило очевидное несоответствие между возможными способами измерения социальной дистанции и математическими аксиомами расстояния.

Для того чтобы социальную дистанцию d можно было считать функцией расстояния (метрикой), она должна отвечать следующим стандартным аксиомам:

1) d(x, y) ³ 0;

2) d(x, y) = 0 тогда и только тогда, когда х = y;

3) d(x, y) = d(y, x) (аксиома симметрии);

4) d(x, y) + d(y, z) ³ d (x, z) (правило треугольника). Д. Осборн [94] дополняет этот список еще тремя аксиомами, которые, по его мнению, применимы как к объективной, так и к субъективной социальной дистанции;

5) d(x, y) < d(x, z) тогда и только тогда, когда d {T(x), T(y)}< d{T(x), T(z)}, где Т – линейная трансформация;

6) в каждой открытой окрестности у существует такое z, что d(x, y) ¹ d(x, z);

7) d(0, y) – симметричная функция от y₁, …, y_n .

Рассмотрим применимость аксиом метрики для социальной дистанции, измеренной в качестве установки. Первая аксиома метрики для шкалы Богардуса выполняется в силу процедурных условий, происходящих, в свою очередь, из обыденной концепции расстояния. Несколько сложнее дело обстоит со вторым условием. В определении «объективной» социальной дистанции обычно делается предположение о нулевом расстояния между членами одной группы, обладающей некоторым набором признаков – координат в пространстве социальных характеристик [96]. Это вполне логичное следствие теоретического обоснования методики расчетов. В случае же с измерением установки такое предположение нуждается в обязательной эмпирической проверке. Конечно, вторую аксиому можно интерпретировать, если принять, что отсутствие социальной дистанции означает восприятие группы как «своей», и тогда арифметическое равенство a = b отражает этот факт. Однако вследствие негативной идентичности дистанцирование от своей группы может превышать дистанцирование от групп, к которым желает принадлежать респондент. Такой феномен был зафиксирован в исследовании, проведенном Вейнфуртом и Могхаддамом [110]. Ясно, что третья аксиома – симметрии – при измерении по шкале Богардуса будет систематически нарушаться, соблюдение же правила треугольника можно считать скорее случайностью. На основе дополнительных аксиом Осборн доказывает ряд теорем, из которых также следует, что даже если признаки, по которым вычисляется социальная дистанция, измерены по шкале отношений, ни социальная семиметрика, ни тем более метрика, все равно не могут существовать. Причем социальная дистанция только в случае шкал отношений  может рассматриваться как псевдометрика.       

Один из возможных путей снятия проблемы аксиомы симметрии – некоторая реинтерпретация имеющихся у нас данных. С самого начала мы разделили объективную и субъективную социальные дистанции. Если первая – характеристика позиций индивидов в социальной структуре, то вторая – это социальная установка.

Такая интерпретация позволяет нам расценивать нарушения аксиомы симметрии как неоднородность социального пространства. Неоднородность эта может порождаться присутствующими в пространстве силовыми полями. Это хорошо видно на примере притяжения Земли. Если бы мы задумали  измерять географические расстояния, умножая на время скорость автомобиля, движущегося с постоянной прикладываемой силой, мы бы тоже пришли к выводу о несоблюдении третьей аксиомы метрики по той простой причине, что с горы автомобиль ехал бы быстрей, чем в гору. Точно так у крепостной крестьянки было меньше препятствий для брака с графом, чем у графа с крепостной крестьянкой, хотя объективная социальная дистанция между ними была одна и та же.

Позволим себе прибегнуть к этой динамической метафоре для интерпретации социальной дистанции. Совокупность одновременно сосуществующих социальных объектов (какова бы ни была их природа) имеет характер силового поля постольку, поскольку состояние каждой части данной совокупности зависит от любой другой ее части. Динамическая метафора получила теоретическую проработку в концепции квазистационарного равновесия [21]. Суть ее состоит в том, что уровни некоторых социальных и психологических процессов колеблются в границах, заданных сдерживающими и побуждающими силами. Под влиянием изменения этих сил границы могут легко смещаться вверх и вниз в сравнительно узких пределах. Но полного исчезновения ни одной из сторон динамического противоборства, как правило, не происходит, поэтому выйти за эти пределы процессам уже гораздо сложнее, а преодолеть более широкие границы – практически невозможно. Эти границы задают направления силовых полей в социальном пространстве.

Для социальных контактов между представителями двух групп требуется некоторый объем усилий х, зависящий только от объективного различия этих групп (объективной социальной дистанции). Этот объем усилий может быть связан с географическими, культурными, политическими и другими причинами, непосредственно не затрагивающими взаимного статусного позиционирования. Но когда происходит оценка представителями одной группы статуса другой группы, возникают отношения, связанные с социальной установкой. Если группа А воспринимает В в лучшем свете, чем В воспринимает А, то А дистанцируется от группы В меньше, чем В от А. Это означает, что представителю В необходимо приложить большие усилия для контакта с представителем А, чем наоборот. Величина социальной дистанции как установки соответствует гипотенузе треугольника на рис.2.4.

Рис. 2.4. Социальная дистанция в неоднородном пространстве

Измерение s содержит силовое поле, для социальной дистанции, связанное со статусом. Вследствие этого движение В навстречу А затруднено, а движение А, напротив, стимулируется. Как видим, х зависит от объективной социальной дистанции d, в измерении которой нет силовых полей. Дельта же зависит от s. Эта ситуация имеет  хорошую физическую аналогию: х₁ и х₂ – это время, затрачиваемое автомобилем на преодоление расстояний в гору и с горы, при одинаковой затрачиваемой мощности. 

Такая аналогия вызывает предположение, что s – это некоторый аналог силы гравитации, действующей в направлении восходящей социальной мобильности. Вероятно, это справедливо для социальной дистанции между  социально-экономическими классами, и в этом случае D может быть истолкована как объем усилий для установления контакта, предопределяемый такой «гравитацией». Высокостатусным группам приходится ей сопротивляться, а для низкостатусных, она, напротив, служит стимулом. Однако когда мы переходим к рассмотрению межэтнической социальной дистанции, подобная аналогия становится с весьма высокой вероятностью ошибочной.

Нация (либо расовая группа), которая находится в позиции меньшинства по признаку обладания капиталом (экономическим, политическим, культурным и т.п.), совершенно необязательно демонстрирует меньшую социальную дистанцию к привилегированным группам, чем они к ней. В исследовании, проведенном Л.А. Храба [72], было показано, что черные американские студенты сильнее, чем белые, дистанцируются от всех остальных групп (испано-амери-канцев, коренных американцев и азиатов), в том числе сильнее дистанцируются от белых, чем белые от них. Очевидно, здесь мы имеем дело с различием между общепринятым групповым статусом и взаимным статусным позиционированием разных групп. И если в первом случае сила, вызывающая асимметрию социальной дистанции, является однонаправленной, то во втором – в каждой группе действует своя сила отталкивания от другой группы. При этом неоднородность социального пространства теряет свою одномерность. Продолжая развивать динамическую метафору, можно сказать, что каждая группа находится на собственной возвышенности (рис. 2.5).

Рис.2.5. Социальная дистанция в пространстве с многомерной неоднородностью

Заметим, что эта возвышенность имеет смысл в динамической метафоре, а в метафоре социальной пирамиды она должна быть инвертирована (иными словами, если мы помещаем высокостатусные группы наверх, то и «гравитация» при этом будет действовать снизу вверх).

 Особый интерес представляет обработка данных о социальной дистанции методом многомерного шкалирования, позволяющим условно реконструировать социальное пространство взаимных установок, в котором осуществляется взаимодействие между группами. И здесь мы сталкиваемся с проблемой, возникающей в результате нарушения аксиомы симметрии: большая часть методов многомерного шкалирования рассчитана на симметричные матрицы близости.

Асимметричную матрицу близости можно представить в виде суммы двух матриц S и A, для которых:

s(i, j) = (d(i, j) + d(j, i))/2;

a(i, j) = (d(i, j) – d(j, i))/2.

Получаемая симметричная матрица S во всех моделях анализа асимметричных данных подвергается стандартной процедуре многомерного шкалирования. Различия в подходах возникают по вопросу употребления асимметричного компонента А.

Рассмотрим, какие возможности для многомерного шкалирования социальной дистанции открывает ее динамическая интерпретация. Наиболее близка к этой интерпретации так называемая модель вектора смещения [46, 112]. В ее основе лежит соотношение

в котором асимметричная (квази)дистанция  определяется как функция от матрицы Х с координатами х_is (i = 1, …, m; s = 1, …, p) и вектора смещения z с координатами z_s . Параметр p определяет размерность модели, включающей простую евклидову модель как частный случай (при векторе смещения, равном нулю). «Модель вектора смещения может рассматриваться как модель горы: поднимаясь на нее, мы затрачиваем больше усилий, чем спускаясь в долину, хотя расстояние остается тем же» [112, р. 103].

По сравнению с другими моделями анализа асимметричных матриц близости «вектор смещения» связывает отклонения со структурой пространства, а не с самими объектами. Но этот подход предполагает, что нарушения симметрии имеют систематический характер и происходят в одном направлении.

Предположение об однонаправленном систематическом сдвиге, вероятно, справедливо для социальной дистанции между имущественными слоями, поскольку в этом случае задан внешний, по отношению к установкам, критерий дистанцирования. Но в случае, когда факторами социальной дистанции являются групповые стереотипы, нет никаких оснований постулировать одномерное смещение симметрии. В динамической интерпретации, представленной на рис. 2.5 присутствуют как минимум два вектора смещения. Данные измерений социальной дистанции очень легко могут не удовлетворять еще одному важному следствию этой модели, которая предсказывает большую асимметрию для более различающихся объектов. Нетрудно видеть, что для шкалы Богардуса  максимизация социальной дистанции как раз минимизирует асимметрию, поскольку с обеих сторон высказывается одинаковое неприятие. Это обстоятельство – следствие того, что мы измеряем «субъективное» различие и установка каждой группы является фактором асимметрии (просто в случае максимальной дистанции их результирующая равна нулю).

Предлагаемый нами альтернативный подход отличается содержательной интерпретацией разделения несимметричной матрицы. Это, вероятно, лишает его значительной доли общности, но и дает некоторые возможности. Ясно, что, если симметричная часть содержит отношения близости, то несимметричная – отношения преобладания. Вопрос заключается в том, на чем основано это преобладание. Естественной интерпретацией его также выступает близость, но близость в других измерениях социального пространства: измерениях, вдоль которых располагаются силовые поля. Выделяемая вторая матрица представляет собой значения силы, которую необходимо приложить для преодоления расстояния между точками. В одном направлении эта сила помогает, в другом мешает, при этом величина ее остается неизменной. Сила может иметь отрицательное направление в некоторой системе координат, но само по себе ее значение неотрицательно.

Из рис. 2.4 видно, что D монотонно связана с расстоянием, измеряемым по вертикальной оси силового поля (гравитации). Отсюда следует, что  D может рассматриваться как мера близости, заменяющая неизвестные истинные расстояния. Выделяемый асимметричный компонент А есть не что иное, как матрица значений D. Среди этих значений есть отрицательные, что отражает направление силового поля, но, поскольку нас интересует величина прилагаемой силы, числа из матрицы А можно брать по модулю. Определив величину силы, мы определяем близость в том измерении, которое детерминирует преобладание. 

Таким образом можно получить две матрицы близости, включающие отношения между одними и теми же объектами. Обе они могут быть подвергнуты многомерному шкалированию. Анализ симметричной матрицы даст пространство, эквивалентное «объективной» социальной дистанции, а из асимметричного компонента можно извлечь пространство, содержащее силовые поля (разницу в статусах). Если к обеим матрицам применить один алгоритм многомерного шкалирования, ничто не помешает объединить его результаты в одном пространстве. Эквивалентом смещения в этом пространстве будет направление по осям пространства, смоделированного на основе асимметричного компонента. Интерпретация этого смещения представляет собой проблему, как и любая интерпретация результатов сжатия данных. Решается эта проблема за счет привлечения внешней по отношению к модели сжатия информации (в данном случае – о групповых статусах).

Объединенное шкалирование обоих компонентов первоначальной асимметричной матрицы может быть полезно, по меньшей мере, по двум причинам. Применительно к случаю с автомобилем интерпретация асимметричного компонента через модели сдвига показала бы существование одномерного пространства, в котором есть некоторый вектор, вызывающий асимметрию. Это формально правильная модель, но она неестественна. А представление фактора асимметрии в качестве второго измерения пространства дает естественную картину. Возможно, есть аналогичные примеры неестественности дополнительных измерений пространства. Вторая причина, заставляющая применять многомерное шкалирование и к асимметричному компоненту, состоит в том, что у исследователя чаще всего не бывает никаких оснований для предположения одномерности фактора асимметрии.

Модели сдвига, подобные разработанной Константином и Говером [62], описывают асимметричный компонент при помощи m дополнительных параметров (где m – число шкалируемых объектов). Представление асимметричного компонента в дополнительных измерениях пространства требует mR дополнительных параметров (R – размерность пространства). Если фактор, вызывающий асимметрию, одномерен, то число параметров обоих типов моделей совпадает. В этом случае главным критерием в выборе формы отображения асимметрии остается вкус исследователя (хотя и подкрепленный объясняемой моделью дисперсии). Если же в асимметричных данных присутствует несколько факторов искажения, тогда дополнительные пространственные измерения описывают их наилучшим образом. Более того, многомерное шкалирование асимметричного компонента позволяет определить оптимальную размерность фактора асимметрии при помощи стандартных процедур (интерпретации графика «осыпь», вращения осей и пр.). Модели сдвига таких возможностей не предоставляют.

Итак, социальная дистанция как установка изме-ряется путем рассмотрения потенциальных взаимосвязей, в которые люди вступают с представителями других групп. Структура шкалы Богардуса позволяет анализировать как общий результат по всем видам контактов, так и каждый из них в отдельности. Уже отмечалось, что при обобщенном рассмотрении шкала социальной дистанции обладает таким важным качеством, как кумулятивность. Можно выстроить вопросы в таком порядке, что вероятность положительных ответов на них будет монотонно возрастать. Однако эта ясность порядка, интуитивная доступность иерархии таит в себе и определенную опасность. «Согласно предположению порядка, люди используют особую иерархию отношений – иерархию, которая может быть ассоциирована с высоким индивидуализмом и индивидуальной мобильностью, характерными для западных обществ. В незападных обществах, которые обычно являются более коллективистскими, эта иерархия может и не существовать или быть представлена в другой форме» [110, р.133].

Искажения порядка респондентом, отвержение контактов менее близких, чем уже принятые, можно анализировать как нешкалируемые ответы в моделях Гуттмана или Моккена. Традиционно к социальной дистанции применялась первая из них, но моккеновское шкалирование, конечно, содержит больший потенциал.

В известных нам исследованиях репродуктивность шкалы Богардуса не представляла серьезных проблем, более того, эта процедура может демонстрировать впечатляющие показатели устойчивости измерения. Так, в американском исследовании 1993 г. [79] расщепление шкалы социальной дистанции пополам дало результат 0,95, а корреляция с данными Богардуса за 1925 г. (т.е. через 70 лет!) составила 0,71.

Вероятно, нарушения иерархии ответов респондентом маркируют некие латентные структуры социального пространства. «Если в данных, полученных при использовании шкал социальной дистанции, встречаются «нелогичные»… индивидуальные паттерны ответов, причиной чаще всего бывает влияние другой переменной» [14, с. 126]. Практически неустранимые отклонения от теоретического порядка принятия социальных отношений наблюдались в эксперименте с более чувствительной, чем стандартная, модификацией, совмещающей шкалы Богардуса и Лайкерта [110]. В дихотомическом же случае особая ценность нешкалируемых ответов заключается в их высокой достоверности. Ложь, как правило, преследует своей целью убеждение партнера по коммуникации. Очевидно, нарушение правил логики не служит убеждению и потому несовместимо с ложью.

В работе «Измерение социальной дистанции» [6] нарушающие иерархию ответы по пятибалльной шкале Богардуса исследовались методами неоконченных предложений, семантического дифференциала и краткого фокусированного интервью. В результате удалось создать три интерпретации искажений порядка. Во-первых, они могут быть связаны не столько с нарушениями иерархии, сколько с ее большими семантическими диспропорциями. Для некоторых респондентов виды социальных контактов образуют семантически плотные группы, слабо соотносимые с другими видами социальных контактов. Во-вторых, фактором нешкалируемых ответов может быть односторонняя проницаемость социального пространства. Респонденты, согласившиеся вместе работать, дружить или даже вступать в брак с представителями другой национальности, но не допускающие их в качестве граждан своей страны, часто комментировали это следующим образом: «Я же могу поехать к ним (в Армению, Германию и т.д.) и там работать (жить, дружить, жениться)». Своеобразная логика таких ответов позволяет не только элиминировать их за счет уточнения формулировок, но и использовать как интересный источник информации о структуре межгрупповых отношений в сознании респондента. Наконец, третья интерпретация нешкалируемых ответов состоит в экстерриториальности социальных отношений респондентов. В качестве объяснений они выдвигают тезис о том, что не обязательно, например, жить по соседству и даже в одной стране, чтобы дружить. Можно делать это по переписке, через Интернет и т.д. Пожалуй, таким объяснениям не стоит слишком доверять, потому что они исходят из простого отрицания кумулятивной логики, и это может быть приемом оперативного самооправдания.

В этом исследовании были также рассмотрены отношения между шкалой Богардуса и рейтинговой шкалой социальной дистанции. Последняя представляла собой разграфленную линейку без цифр с формулировкой вопроса: «Отметьте, на каком расстоянии от себя Вы видите энную нацию». Были зарегистрированы высокие (в среднем r = 0,8 при a = 0,01) корреляции между этими двумя инструментами, что позволяет сделать важные выводы. Во-первых, метафору социальной дистанции в качестве теоретического конструкта можно считать частично содержательно валидизированной, поскольку тенденции пространственного мышления респондентов совпадают с тенденциями шкальных значений социальной дистанции. Во-вторых, такая близость вселяет большой оптимизм по поводу построения терстоуновской шкалы социальной дистанции (см. далее). Обычные люди вполне адекватно воспринимают используемую метафору, а это значит, что не должно быть особых сложностей в упорядочении ими суждений вдоль континуума расстояния. В-третьих, в исследованиях социальной дистанции, при ресурсных ограничениях и невысоких требованиях к уровню измерения, можно не обращаться к специальному конструированию инструментария, а ограничиться самодистанцированием респондентов по рейтинговым шкалам.  

В свете проведенного анализа представляется разумным поставить на будущее задачу разработки одновременно интервальных и кумулятивных шкал социальной дистанции для межгрупповых взаимодействий разных видов. Первый шаг к такой серии шкал – создание инструмента для измерения социальной дистанции на основе метода равнокажущихся интервалов Терстоуна.

Повышение уровня измерения и обеспечение интервальности шкалы социальной дистанции связано с одним основным условием: нашей способностью выявлять равенство отрезков шкального континуума, т.е. способностью сказать, что 5 – 3 = 4 – 2 для значений, присвоенных ответам респондентов. «Нередко мы можем допустить, что суждения, отнесенные к соседним ячейкам, равноотстоят друг от друга. Правомерность такого допущения связана с определением количества используемых ячеек: если мы хотим, чтобы получаемую шкалу можно было считать интервальной, требуется, чтобы это количество было относительно большим» [39, с. 63]. Ясно, что обычно используемое число градаций шкалы Богардуса недостаточно для допущения интервальности, которая, при условии соблюдения процедур отбора, начинается с 11 пунктов [14]. Такое увеличение числа градаций приведет к существенному повышению вероятности нешкалируемых ответов (когда коэффициент репродуктивности приобретает критически низкие значения), т.е. поставит под сомнение одномерность измеряемого признака, что нежелательно для показателя социальной дистанции.

Решать дилемму кумулятивности и интервального уровня измерений можно разными способами. Ранее мы предлагали использовать раздельный анализ нормальных и нешкалируемых ответов [6], что требует специальной интерпретации последних, причем число вариантов этой интерпретации необходимо наращивать. Фактически это путь исключения некоторых респондентов и выработки для них альтернативных моделей дистанцирования. На нем появляется необходимость в разработке специальной процедуры для дальнейшего объединения показателей разных групп респондентов.

Другой вариант интервализации кумулятивных шкал – исключение пунктов по результатам эмпирической проверки одномерности. Для этого можно осуществить исследование на репрезентативной выборке, в котором бы применялось относительно большое число высказываний, отобранных по методу Терстоуна, и затем применить к полученным данным анализ Моккена. Таким образом будет сконструирована кумулятивная интервальная шкала социальной дистанции, релевантная для генеральной совокупности, из которой была сделана выборка. Однако нам более рациональным представляется использование полуфабрикатов в виде больших терстоуновских шкал, из которых методом Моккена можно выделять иерархизированные последовательности ad hoc, не заботясь о правомерности предположения порядка, подтвержденного на другой выборке.

Таким образом, задача создания коллекции интервальных шкал социальной дистанции на практике сводится к выработке серии относительно больших наборов высказываний, посвященных разным видам социальных контактов. Конечно, для каждого из этих высказываний необходимо найти вес по методу Терстоуна, а это означает, что серии наборов должны быть специфичны для основных социальных групп общества.

Как и всякий инструмент, включающий теоретически сконструированные индикаторы, шкала Богардуса нуждается в содержательной валидизации, оценке «представительности данной совокупности измерений по отношению к концептуальной структуре переменной – признака» [14,  с.117]. Стандартная процедура такой оценки опирается на суждения экспертов, являющихся специалистами в соответствующих областях. Однако в нашем случае теоретическое понятие имеет метафорическое происхождение из жизненного мира, поэтому компетентными экспертами могут считаться представители изучаемой социальной группы. А это значит, что отбор суждений по методу Терстоуна одновременно послужит содержательной валидизацией конструируемой шкалы.

Актуальной проблемой в измерении социальной дистанции является и достоверность получаемой информации. То обстоятельство, что шкала Богардуса основана на прямом самоотчете респондентов о предполагаемом поведении, заставляет постоянно ставить вопрос об искренности респондентов. В общем виде эта проблема пока не имеет решения, поэтому и в измерениях социальной дистанции главной мерой обеспечения искренности остается соблюдение элементарных правил опросов (таких, как анонимность), в чем необходимо убедить респондентов. В принципе, шкалу Богардуса можно использовать для регистрации не только личного поведения респондентов, но и описания установок знакомых респонденту представителей его группы. В этом случае складывается ситуация так называемых проективных вопросов, в ответах на которые респондент гипотетически должен проявлять большую искренность. Хотя экспериментальная проверка этой гипотезы приводит скорее к пессимистическим выводам относительно диагностических возможностей проективных вопросов [25], серьезные отличия между самоотчетом и отчетом о социальной дистанции, проявляемой другими, могут служить индикатором неискренности. До сих пор остаются не вполне ясными существенные проблемы в формулировке вопросов для рассматриваемой шкалы. Вероятно, восходящий или нисходящий порядок может существенно влиять на распределение ответов. Скажем, для приведенного образца с немцами может наблюдаться меньшее число нешкалируемых ответов, потому что большинство респондентов способно легко усмотреть логические противоречия в своих установках при такой форме вопроса и исключить их из самоотчета.

К теме достоверности ответов тесно примыкает проблема их отношения к поведенческому компоненту социальной установки. Эта проблема, поставленная парадоксом Лапьера, также пока не решена в общем виде, в связи с чем существует потребность в ad hoc валидизации установочных шкал. Как и другие инструменты измерения социальной установки, показатель социальной дистанции не может точно предсказать действия респондентов в том случае, если член другой группы действительно станет соседом или товарищем по работе. Хотя существуют доказательства релевантности шкал социальной дистанции для предсказания поведения [50], шкала Богардуса скорее всего измеряет только некую склонность к общению с членами других групп, а эта склонность, как и всякая личностная диспозиция, может существенно нивелироваться ситуационными факторами [31].

Разумеется, шкала Богардуса и ее производные – не единственно возможный инструмент измерения субъективной социальной дистанции. Разнообразные приемы ординального шкалирования вообще содержат в себе богатые и пока еще далеко не полностью осознанные возможности для методического синтеза. Социальная дистанция также может быть измерена при помощи метода ранжирования, в котором объектами оценки выступают разные группы [90]. Если же, к примеру, в учебной группе или трудовом коллективе присутствуют представители разных этносов, конфессий, экономических классов, то в качестве показателя социальной дистанции может быть использован социометрический выбор (как это сделано в исследовании [50]). И наоборот, шкала Богардуса, переориентированная с оценки социальных групп на конкретных индивидов, становится социометрическим инструментом. Такая методическая ротация представляется плодотворной, и даже многообещающей в теоретическом плане (ведь мы получаем сопоставимые данные для групп микро- и макросоциального уровня), но требует дополнительной проверки процедурных эффектов в связи с имеющимися данными о различии результатов по социальной дистанции, полученных разными методами [114].

В качестве показателя, некоторым образом объединяющего субъективную и объективную социальную дистанции, может быть использовано число межгрупповых браков, которое одновременно описывает соотношение социальных позиций, реализуемое в поведении, и действие поведенческого компонента социальной установки. Этот метод основан на представлении о том, что брак в современных обществах может рассматриваться как основанный на более или менее свободном рыночном выборе партнеров. Частота межгрупповых браков в случае разностатусных групп обычно демонстрирует то же свойство асимметрии, что и социальная дистанция, измеренная по шкале Богардуса. Более того, в сопоставлении этих методов кроется возможность для валидизации как самой шкалы, так и ее производных, доказательства поведенческой релевантности наших измерений межгрупповых установок.

Измерение и моделирование социальной дистанции как установки представляет большой научный интерес в связи с ролью этого концепта в современной социальной теории. Идентичность, конструируемая по принципу «мы – они», разделяющая окружение любой социальной группы на неравнодоступные секторы, скорее всего играет существенную роль в возникновении и развитии конфликтов, а измерение межгрупповых установок как условий такого разделения представляет и большой практический интерес.

 По утверждению Пьера Бурдье, отличие физического пространства от социального состоит в том, что первое «определяется по взаимным внешним сторонам образующих его частей, в то время как социальное пространство – по взаимоисключениям (или различениям) позиций, которые его образуют, так сказать, как структура рядоположенности социальных позиций» [11, с. 35]. Нетрудно видеть, что шкала Богардуса основана на регистрации установочного взаимоисключения позиций группами, локализованными в разных частях социального пространства. Вероятно, дальнейшее развитие инструментария измерения социальной дистанции позволит интегрировать его и в социологическую топологию школы Бурдье.

Социальная дистанция не только априорно связана со структурами социального пространства (в качестве персонального ощущения метрики такового), но может оказывать прямое воздействие на отображение социального пространства в физическое. Еще в середине ХХ в. было математически показано, что процессы социальной сегрегации могут быть непредусмотренным последствием сравнительно небольшого межгруппового дистанцирования. Известно, что если каждый отдельный человек пожелает жить в среде, в которой как минимум половина соседей принадлежала бы к его социальной группе, в конечном счете это приведет к тому, что все соседи каждого жителя будут принадлежать к этой группе [99]. Эта модель Шеллинга проверена и подтверждена при максимально реалистичных допущениях [109], и в последнее время делаются попытки эксплицитно ввести в нее некие аналоги межгрупповых установок [80]. Подобное отображение социального пространства в физическое, помимо того, что формирует географическое расстояние между группами, влияет на их социальные характеристики, тем самым предопределяя «объективную» социальную дистанцию. Последняя же может служить уже не столько фактором, сколько показателем сегрегации [96].

Социальная дистанция является важной гипотетической переменной в объяснении «эффекта третьего лица» [95], который заключается в убеждении о большем влиянии сообщений (как правило, СМИ) на аут-группы. Предполагается, что социальная дистанция положительно связана с этим эффектом, потому что он работает на поддержание позитивной идентичности. Однако все исследования данной проблемы проводились без непосредственного  измерения социальной дистанции, на основе априорных предположений об относительном порядке групп согласно ее теоретическому конструкту [66].

Социальная дистанция как фактор, влияющий на поведение, была также проанализирована в условиях знаменитой экспериментальной схемы Милграма [23] по изучению повиновения авторитету. Оказалось, что увеличение социальной дистанции ведет к повышению мощности электрического разряда, применяемого к «жертве» [54]. Как и многие социальные установки, социальная дистанция связана с когнитивным стилем, свойственным личности: люди, демонстрирующие большую концептуальную интеграцию мышления, менее склонны дистанцироваться от других этнических групп [60].

Вероятно, можно выделить также некоторые исторические тенденции в культурном функционировании социальной дистанции, в частности, постепенный переход от жестко предписанного дистанцирования в традиционных обществах с сословным и даже кастовым делением к формированию социальной дистанции посредством личного выбора. Иными словами, историческая гипотеза здесь может состоять в изменении баланса между объективным и субъективным компонентами социальной дистанции в пользу последнего.

Email (не публикуется)

Имя

Фамилия

Комментарий
 осталось символов

Отправить