CC BY
5
Сибирский психологический журнал.
2024. № 91. С. 22-38. DOI: 10.17223/17267080/91/2
УДК 159.99
АДАПТАЦИЯ РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ ОПРОСНИКА ПОДАВЛЕНИЯ НЕЖЕЛАТЕЛЬНЫХ МЫСЛЕЙ (WHITE BEAR SUPPRESSION INVENTORY)1
Е.А. Дорошева1' 2
1 Новосибирский государственный университет, Россия, 630090, Новосибирск, ул. Пи-рогова, 1
2 Научно-исследовательский институт нейронаук и медицины, Россия, 630117, Новосибирск, ул. Тимакова, 4
Резюме
Актуальность и объект исследования. Склонность подавлять мысли, которые неприятны или неприемлемы по содержанию, описывается как способ саморегуляции и как стратегия совладающего поведения, имеющая разную степень успешности для различных групп. Показаны связи склонности к подавлению нежелательных мыслей с тревожностью и депрессивными состояниями. Настоящее исследование посвящено адаптации русскоязычной версии методики, измеряющей склонность к подавлению нежелательных мыслей (White Bear Suppression Inventory; WBSI). Методика может использоваться в клинической диагностике, в исследовательских целях при изучении особенностей саморегуляции, стресс-реагирования, мышления, в исследованиях конструкта подавления мыслей. Методы и материалы исследования. Общая выборка исследования составила 1 675 человек в возрасте от 16 до 70 лет (средний возраст - 32,9), среди них 470 мужчин и 1 205 женщин. Для проверки конвергентной валидности применялись опросник депрессии А. Бека, скрининговый опросник депрессии PHQ-9, опросник тревоги, депрессии и стресса DASS-21, шкала субъективного благополучия К. Рифф, Оксфордский опросник счастья, опросник эмоционального интеллекта Д.В. Люсина и опросник эмоционального интеллекта Холла (шкалы управления эмоциями), пятифакторный опросник осознанности (общий показатель, характеризующий возможности саморегуляции), шкала руминаций. Применяли конфирматорный факторный анализ для проверки структуры шкалы (семь возможных моделей), рассчитывали согласованность шкалы в целом и выделенных по результатам проверки структуры опросника подшкал. С интервалом в три недели проверяли ретестовую надежность. Рассчитывали описательную статистику опросника. Результаты. Анализ факторной структуры опросника показал наибольшую пригодность двух бифакторных моделей с общим группирующим фактором и связанными подфакторами, более предпочтительной представляется модель с распределением пунктов в соответствии с теоретической структурой опросника. Шкала в целом характеризуется высокими внутренней согласованностью (альфа Крон-баха - 0,89) и ретестовой надежностью (r = 0,91). Показаны прямые корреляционные связи склонности к подавлению нежелательных мыслей с показателями тревоги, стрес-
1 Результаты получены в ходе выполнения госзадания НИИНМ, регистрационный но-
мер ЦИТиС: 122042700001-9.
са, депрессивных тенденций, руминациями, обратные - с показателями субъективного благополучия, самооценки, умения управлять своими эмоциями. Дополнительно показанное отсутствие значимых связей с показателями эмоционального интеллекта, не относящимися к управлению эмоциями, указывает на дивергентную валидность опросника. В целом можно сделать вывод о достаточно хороших психометрических свойствах предлагаемой версии опросника WBSI.
Ключевые слова: подавление мыслей; опросник WBSI; факторная структура; надежность опросника; тревога, стресс, депрессивные тенденции, субъективное благополучие, управление эмоциями
Благодарности. Автор благодарит доктора биологических наук, доцента, заведующего лабораторией дифференциальной психофизиологии НИИНМ Г.Г. Князева за предоставленный перевод шкалы, кандидата педагогических наук, доцента, заведующего кафедрой клинической психологии ИМПЗ НГУ А.А. Федорова за помощь в обработке результатов исследования.
Введение
Проблема изучения эффектов подавления мыслей, вызывающих неприятные эмоции или имеющих неприемлемое для человека содержание, имеет давнюю историю. Еще З. Фрейд (2006) описал подавление (репрессию) мыслей, которые активно вытесняются в подсознание, тем самым защищая эго от непереносимых переживаний. Он описывал продолжение их негативного влияния на жизнь человека и предполагал, что выявление и осознание вытесненных переживаний может помочь пациенту излечиться.
В значительном количестве более поздних исследований показано, что навязчивые нежелательные мысли парадоксальным образом усиливаются попытками их подавления (см. напр., обзоры: Najmi, Wegner, 2008; Rassin, 2005). Это направление исследований сформировалось после опубликования результатов эксперимента, полученных D.M. Wegner, D.J. Schneider, S.R. Carter и T.L. White (1987): участников эксперимента просили не думать о белом медведе в условиях самоотвлечения или отвлечения на заданные экспериментатором мысли («думать о красном фольксвагене»), что порождало увеличение мыслей о белом медведе в период после их подавления. D.M. Wegner предположил, что в повседневной жизни механизм подавления мыслей тесно связан с руминативным мышлением: мысли подавляются, спонтанно всплывают, снова подавляются, что ведет к их постоянному усилению и в итоге создает поток навязчивых мыслей, связанных с отрицательными эмоциональными переживаниями. В 1994 г. автор предложил модель механизма подавления мыслей, согласно которой включается два параллельных процесса: (a) произвольное отвлечение от определенной темы, поиск иного содержания; (б) автоматический контроль, сканирующий когнитивные процессы в поисках вторжения мыслей на данную тему. Вторжение подавляемых мыслей, с точки зрения автора, происходит, когда поиск отвлечения сознательно отключается или на него
перестает хватать ресурсов. Это приводит к усилению автоматического (и поэтому менее зависимого от наличия ресурсов) контроля, увеличивая доступность первоначально подавляемых мыслей (Wegner, 1994).
Также описан механизм, согласно которому попытки контроля над мыслями приводят к повышению внимания к мыслительному процессу, что, вероятно, делает нежелательные мысли более заметными и субъективно более частыми. Кажущееся увеличение частоты таких мыслей может приводить к дальнейшему росту тревоги, усилению концентрации на мыслительном процессе и ускорению дополнительных попыток управления мыслями (Rachman, 1998). Рассматривается феномен «слияния мысли и действия» (Thought-Action Fusion) - когнитивное искажение, состоящее в том, что некоторые мысли содержат запретные действия и поэтому недопустимы, должны быть осуждены, либо «плохие» мысли могут воплотиться в реальность. Предполагается, что оно приводит к увеличению тревоги и депрессивных состояний (Salkovskis, 1985; Berle, Starcevic, 2005).
Были получены некоторые экспериментальные подтверждения этой модели. Так, в одном из экспериментов участникам во время проведения электроэнцефалографической записи сообщили, что прибор может обнаружить появление конкретной мысли - слова «яблоко». Половине участников сообщили, что другой участник будет получать неприятный удар током каждый раз, когда устройство обнаружит мысль об яблоке, тогда как вторая половина не получила такого сообщения. Те, кто получил сообщение, по завершении эксперимента отметили, что чаще переживали «вторжение в мысли» целевого слова, испытывали больший дискомфорт и гнев на себя, а также в большей степени старались избежать «запрещенной» мысли (Rassin, Merckelbach, Muris, Spaan, 1999).
В то же время проверка предположения о том, что склонность к подавлению мыслей лежит в основе возникновения тревожности, фобий, депрессий, приводит к отчасти противоречивым результатам. Например, при изучении эффектов подавления мыслей у стоматологических пациентов было показано, что склонность подавлять мысли о лечении зубов действительно значимо выше для тех участников, которые боялись стоматолога. Однако инструкция по подавлению таких мыслей приводила к росту тревоги только в группе без данной фобии, тогда как для пациентов с фобией, по всей видимости, она являлась привычным способом совладания со стрессом и не вела к его усилению (Muris, De Jongh, Merckelbach, Postema, Vet, 1998). Сходные результаты были получены при изучении страха пауков (Muris, Merckelbach, Horselenberg, Sijsenaar, Leeuw, 1997). При исследовании влияния подавления нежелательных мыслей на усиление депрессии с течением времени под воздействием повседневного стресса было показано, что подавление мыслей может обеспечить защитный эффект при низких уровнях стресса, однако по мере его увеличения склонность подавлять негативные мысли способствует усилению депрессии (Beevers, Meyer, 2004). Создается впечатление, что подавление мыслей выступает копинг-стра-тегией или механизмом когнитивного контроля (в интерпретациях разных
авторов) и демонстрирует различную продуктивность в разных условиях (Petkus, Gum, Wetherell, 2012; Cowan, Wong, Le, 2017).
Большинство работ, представляющих корреляционные исследования, показывают отрицательные эффекты подавления мыслей в долгосрочной перспективе (или обращения к этой стратегии тех, кто имеет какие-то иные факторы снижения благополучия) - увеличение при генерализованном тревожном расстройстве, синдроме навязчивых состояний, депрессии, посттравматическом стрессовом расстройстве, нарушениях сна, аддиктивном поведении, обратную связь с ощущением себя счастливым (см., напр.: Clark, 2005). В некоторых исследованиях демонстрируется краткосрочный (Gagnepain, Hulbert, Anderson, 2017) или относительно продолжительный (Mamat, Anderson, 2023) положительный эффект подавления мыслей в экспериментах с соответствующей инструкцией. Однако неясно, насколько предлагаемое авторами подавление касается ключевых аспектов жизни участников экспериментов. Также хорошие устойчивые результаты по снижению подавления мыслей, увеличению благополучия и редукции ряда психопатологических симптомов показывают практики снижения стресса на основе осознанности, направленные на формирование навыков отслеживания всех собственных мыслей, чувств, ощущений, при этом не запуская поток вторичных процессов аффективно-когнитивной переработки информации, в частности осуждающих мыслей о недопустимости переживаемого или о негативных последствиях наблюдаемых переживаний (Galante et al., 2021).
Практически во всех обзорных работах по данной проблематике резюмируется необходимость дальнейшего исследования механизмов, последствий и возможности коррекции подавления нежелательных мыслей. Данная работа направлена на расширение отечественного психодиагностического инструментария в этой области - проверку психометрических характеристик адаптации русскоязычной версии опросника подавления нежелательных мыслей - White Bear Suppression Inventory (WBSI).
Опросник был разработан для оценки общей склонности к подавлению нежелательных мыслей D.M. Wegner и S. Zanakos (1994). Его первая версия, используемая в данном исследовании, включила 15 пунктов, охватывающих два феномена: стремление подавлять мысли, которые вызывают нежелательные переживания, и напряжение, связанное с повторяющимися, спонтанно появляющимися мыслями. Была показана высокая согласованность опросника (альфа Кронбаха на различных выборках - в пределах от 0,87 до 0,89) Для проверки ретестовой надежности авторы проводили три тестирования: первое и второе были разделены интервалами от трех недель до трех месяцев, третье осуществлялось через неделю после второго. Коэффициенты корреляции результатов как первого и второго, так и первого и третьего тестирований составили 0,69; второго и третьего - 0,92. Авторы заключили, что склонность к подавлению мыслей стабильна во времени, и есть существенные основания для того, чтобы рассматривать ее как черту личности.
В рамках проверки конструктной валидности авторами были показаны ожидаемые корреляции с показателем опросника обсессивно-компульсивного поведения Maudsley Obsessive Compulsive Inventory (MOCI; r = 0,38-0,40), личностной тревожностью по опроснику Ч. Спилбергера (STAI-T; r = 0,53) и показателями опросника депрессии А. Бека (BDI; r = 0,44-0,52). Метод главных осей с вращением варимакс показал, что на однофакторное решение приходится 55,0% общей дисперсии, авторы заключили, что опросник включает единственный фактор подавления мыслей.
В последующих исследованиях структуры опросника WBSI при использовании различающихся методов статистического анализа приводились доказательства в пользу как однофакторной (Palm, Strong, 2007), так и двухфакторной структуры (Hoping, de Jong-Meyer, 2003; Rassin, 2003; Luciano, Belloch, Algarabel, Tomás, Morillo, Lucero, 2006; Schmidt et al., 2009; Kennedy, Grossman, Ehrenreich-May, 2016). Во втором случае выделяется два фактора, соответствующих изначально заложенным компонентам: стремление подавить нежелательные мысли и их вторжение в сознание. S.J. Blumberg (2000) описывает трехфакторную структуру опросника, добавляя фактор самоотвлечения.
Высказывается предположение о том, что методика позволяет определить только неуспешные попытки подавления мыслей, возвращающихся в сознание, и не улавливает успешные (Rassin, 2003). С этой идеей согласуются свидетельства о том, что в двухфакторной модели опросника, по данным некоторых авторов, фактор вторжения нежелательных мыслей выступает основным предиктором патологических состояний психики, тогда как склонность к подавлению мыслей связана с ними существенно слабее (Schmidt et al., 2009).
В нашем исследовании осуществлялась проверка согласованности шкалы, исследовалась факторная структура опросника, проверялись его кон-структная валидность и ретестовая надежность, а также рассчитывались нормы для российской выборки. На основе проверки пригодности моделей различных вариантов структуры опросника выделены подшкалы и проверена их связь с показателями тревоги, стресса, депрессии, субъективного благополучия и умения управлять своими эмоциями, а также с частотой руминаций.
Материалы и методы исследования
Использовалась русскоязычная версия опросника WBSI в переводе доктора биологических наук, доцента, заведующего лабораторией дифференциальной психофизиологии НИИНМ Г.Г. Князева (см. приложение). Предлагалась следующая инструкция: «Этот опросник о Ваших мыслях. Здесь нет правильных и неправильных ответов, поэтому отвечайте, пожалуйста, честно на каждый вопрос. Оцените степень своего согласия с каждым высказыванием по следующей шкале: 1 - совершенно не согласен, 2 - не согласен, 3 - не уверен, 4 - согласен, 5 - совершенно согласен».
Для проверки конструктной валидности использовали три блока методик, которые проводились на частично пересекающихся выборках разной численности (от 79 до 1 582 респондентов в возрасте от 18 до 60 лет). Методики, выявляющие уровень депрессивных тенденций и субъективного благополучия: опросник депрессии Бека (Тарабрина, 2001); скрининговый опросник депрессии PHQ (Погосова, Довженко, Бабин, Курсаков, Выгодин, 2014); шкала депрессии, тревоги и стресса DASS-21 (Золотарева, 2021); шкала субъективного благополучия К. Рифф (Шевеленкова, Фесенко, 2005); Оксфордский опросник счастья (Голубев, Дорошева, 2017). Методики, измеряющие способность управления эмоциями: опросник эмоционального интеллекта Д.В. Люсина (2009), рассматривали шкалу «управление собственными эмоциями»; опросник эмоционального интеллекта Холла (Андреева, 2006), рассматривали аналогичную шкалу; пятифакторный опросник осознанности (Голубев, Дорошева, 2018). Для выявления взаимосвязей с уровнем руминаций использовали Шкалу руминаций (Дорошева, Князев, 2017).
Ожидали получить, аналогично данным авторов оригинальной версии, положительные корреляционные связи показателя изучаемого опросника с уровнем депрессии. Соответственно, предполагались отрицательные взаимосвязи с показателями психологического благополучия. Поскольку подавление мыслей описывают как неэффективную в долгосрочной перспективе стратегию эмоциональной регуляции / стратегию совладающего со стрессом поведения, приводящую к усилению неконтролируемой мыслительной активности, которая в итоге вызывает отрицательные переживания и снижение ресурса внимания, то ожидали отрицательных взаимосвязей показателя изучаемого опросника с умением управлять собственными эмоциями. Согласно представлениям об осознанности (mindfulness) как о способности прекращать спонтанную мыслительную активность, предполагали выявить отрицательную взаимосвязь показателей пятифакторного опросника осознанности и опросника подавления нежелательных мыслей. И наконец, исходя из представлений Д.М. Вегнера о родстве механизмов подавления мыслей и руминативного мышления, ожидали получить положительные связи показателей Шкалы руминаций и опросника подавления нежелательных мыслей.
Для проверки ретестовой надежности повторное тестирование проводили с интервалом в три недели на выборке из 72 человек.
Выборка. Основная выборка исследования включила 1 675 человек в возрасте от 16 до 70 лет, средний возраст - 32,9 года, из них 470 мужчин и 1 205 женщин.
Методы статистической обработки данных. Для проверки согласованности шкалы подсчитывали коэффициент альфа Кронбаха. Для описания структуры опросника применяли конфирматорный факторный анализ в статистическом пакете EQS 6.3, сравнивали показатели пригодности семи моделей. Для проверки конструктной валидности и ретестовой надежности, вычисления взаимосвязи возраста с показателями опросника использовали корреляционный анализ по К. Пирсону. Сравнение показателя
шкал опросника в группах мужчин и женщин проводили с использованием t-критерия Стьюдента.
Результаты и их обсуждение
Внутренняя структура опросника
Для анализа внутренней структуры опросника проводился конфирма-торный факторный анализ в статистическом пакете EQS 6.3. Принимая во внимание данные предыдущих исследований и теоретическую структуру опросника, проверялась пригодность семи теоретических моделей:
- модель 1: однофакторная модель;
- модель 2: двухфакторная модель с разделением пунктов на теоретической основе;
- модель 3: бифакторная модель с общим группирующим фактором и взаимосвязанными подфакторами с разделением пунктов на теоретической основе;
- модель 4: двухфакторная модель по S.M. Kennedy, R.A. Grossman, J. Ehrenreich-May (2016);
- модель 5: бифакторная модель по S.M. Kennedy, R.A. Grossman, J. Ehren-reich-May (2016) в первой второй шкалах (идея о наличии третьего фактора, который может быть более близок либо фактору подавления мыслей, либо фактору вторжения мыслей, либо являться независимым, - склонности к самоотвлечению, описываемой единственным пунктом методики);
- модель 6: бифакторная модель по S.M. Kennedy, R.A. Grossman, J. Ehren-reich-May (2016) с пунктом 12 во второй шкале;
- модель 7: бифакторная модель по S.M. Kennedy, R.A. Grossman, J. Ehren-reich-May (2016) с исключенным пунктом 12.
С точки зрения содержания вопросов для моделей 2 и 3 в подшкалу «Подавление мыслей», содержание которой отражает попытки подавить нежелательные мысли, включили пункты 1, 6, 7, 10, 11, 12, 13, 14, 15; в подшкалу «Вторжение мыслей», содержание которой отражает неконтролируемое «всплывание» подавляемых мыслей, - пункты 2, 3, 4, 5, 8, 9. В моделях 5-7, ориентируясь на ключ, представленный в статье, в подшка-лу «Вторжение мыслей» включили пункты 2, 3, 4, 5, 6, 7, 9, 15, в шкалу «Подавление мыслей» - пункты 1, 8, 10, 11, 13, 14. Пункт 12 включили в модели 5 в первую подшкалу, в модели 6 - во вторую, а в модели 7 исключили полностью.
Поскольку критерий Шапиро-Уилка показал, что распределение переменных отклоняется от многомерной нормальности (p < 0,001), конфирматор-ный факторный анализ проводился с использованием поправки Саторры-Бентлера. Для оценки пригодности моделей использовались следующие показатели: RMSEA < 0,06; CFI > 0,95; IFI > 0,95. Результаты проверки всех семи моделей представлены в табл. 1.
Наилучшие показатели пригодности наблюдаются для моделей 3 и 7, различия между моделями незначимы.
Таблица 1
Показатели соответствия моделей по итогам CFA
Модель RMSEA (90% а) CFI Ш
Модель 1 0,103 (0,099-0,107) 0,773 0,774
Модель 2 0,095 (0,090-0,099) 0,811 0,811
Модель 3 0,054 (0,048-0,059) 0,952 0,953
Модель 4 0,096 (0,099-0,107) 0,807 0,807
Модель 5 0,063 (0,058-0,068) 0,930 0,931
Модель 6 0,063 (0,058-0,068) 0,930 0,931
Модель 7 0,053 (0,047-0,058) 0,954 0,954
Мы полагаем, что предпочтительной является модель 3 - бифакторная модель, выделенная на теоретической основе и включающая все пункты исходной методики. Далее подшкалы опросника рассматриваются согласно предложенному ключу.
Внутренняя согласованность опросника
Коэффициент альфа Кронбаха шкалы в целом составил 0,89, что указывает на весьма высокий уровень согласованности опросника и согласуется с результатами, полученными для оригинальной версии методики. Для подшкалы «Подавление мыслей» коэффициент альфа Кронбаха составил 0,84, а для шкалы «Вторжение мыслей» - 0,75, что указывает на достаточную ее согласованность. Пункты опросника демонстрируют корреляции с суммарным значением шкалы от 0,31 (пункт 8) до 0,65; альфа Кронбаха значительно не возрастает при удалении каких-либо пунктов (табл. 2). В целом можно говорить о хорошей согласованности опросника.
Таблица 2
Корреляции пунктов с суммарным значением шкалы и альфа Кронбаха при удалении пунктов
Пункт Корреляция пункта Альфа Кронбаха
с суммарным значением шкалы при удалении пункта
1 0,49 0,88
2 0,53 0,88
3 0,62 0,87
4 0,59 0,88
5 0,56 0,88
6 0,65 0,87
7 0,50 0,88
8 0,31 0,89
9 0,57 0,88
10 0,56 0,88
11 0,65 0,87
12 0,56 0,88
13 0,62 0,87
14 0,44 0,88
15 0,57 0,88
Конструктная валидность опросника
Выявленные корреляции соответствуют ожидаемым (табл. 3-5). Выявлены умеренные положительные корреляции общего показателя опросника подавления мыслей и обеих подшкал с показателями депрессии, стресса, тревоги, обратные - с показателями субъективного благополучия личности, представления об умении управлять своими эмоциями. Не выявлено значимых связей с показателями осведомленности о своих и чужих эмоциях, эмпатии, что может дополнительно указывать на дивергентную валид-ность методики.
Таблица 3
Корреляционный анализ по К. Пирсону показателя опросника подавления мыслей и показателей негативных эмоциональных состояний / субъективного благополучия
Методика Шкала N Общий показатель Подавление мыслей Вторжение мыслей
г P Г P г P
Опросник депрессии А. Бека Суммарный показатель 265 0,33 < 0,001 0,31 < 0,001 0,30 < 0,001
Аффективно-когнитивные симптомы 265 0,32 < 0,001 0,31 < 0,001 0,29 < 0,001
Соматические симптомы 265 0,30 < 0,001 0,28 < 0,001 0,28 < 0,001
Скрининговый опросник депрессии PHQ-9 79 0,37 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001
DASS-21 Стресс 281 0,38 < 0,001 0,37 < 0,001 0,35 < 0,001
Тревога 281 0,36 < 0,001 0,36 < 0,001 0,32 < 0,001
Депрессия 281 0,28 < 0,001 0,22 < 0,001 0,33 < 0,001
Оксфордский опросник счастья 365 -0,38 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001 < 0,001
Шкала субъективного благополучия К. Рифф Суммарный показатель 290 -0,40 < 0,001 -0,37 < 0,001 -0,38 < 0,001
Позитивные отношения с окружающими 290 -0,25 < 0,001 -0,23 < 0,001 -0,22 < 0,001
Автономия 290 -0,26 < 0,001 -0,23 < 0,001 -0,26 < 0,001
Управление окружением 290 -0,25 < 0,001 -0,21 < 0,001 -0,27 < 0,001
Личностный рост 290 -0,22 < 0,001 -0,17 < 0,001 -0,25 < 0,001
Цель в жизни 290 -0,26 < 0,001 -0,23 < 0,001 -0,26 < 0,001
Самопринятие 290 -0,30 < 0,001 -0,26 < 0,001 -0,32 < 0,001
Умеренные корреляции выявлены с общим показателем руминаций и всеми их аспектами (наименьший - с рефлексивными руминациями). Величины коэффициентов корреляций позволяют сделать вывод о том, что всплывание подавляемых мыслей может объяснять часть руминативного мышления, однако не охватывает его целиком и в большей степени относится к отрицательно эмоционально окрашенным навязчивым мыслям. Ранее показано, что связи склонности к подавлению мыслей и руминированию
различаются у разных групп. Например, при посттравматическом стрессовом расстройстве (ПТСР) с элементами депрессии обнаружена более тесная связь подавления мыслей и тягостных раздумий, чем при депрессиях без признаков ПТСР (Rosebrock, Hall, Rando, Pineles, Liverant, 2019).
Таблица 4
Корреляционный анализ по К. Пирсону показателя опросника подавления мыслей и показателей управления эмоциями
Методика Шкала N Общий показатель Подавление мыслей Вторжение мыслей
г p r p r p
Пятифакторный опросник осознанности Общий показатель осознанности 752 -0,46 < 0,001 -0,43 < 0,001 -0,44 < 0,001
Наблюдение 752 0,01 < 0,001 < 0,01 < 0,001 0,03 < 0,001
Описание 752 -0,23 < 0,001 -0,23 < 0,001 -0,21 < 0,001
Действия с осознанностью 752 -0,36 < 0,001 -0,33 < 0,001 -0,36 < 0,001
Не критичное отношение 752 -0,49 < 0,001 -0,47 < 0,001 -0,44 < 0,001
Возможность не реагировать 752 -0,25 < 0,001 -0,21 < 0,001 -0,28 < 0,001
ЭМиН Понимание чужих эмоций 317 -0,12 0,034 -0,12 0,037 -0,10 0,072
Понимание своих эмоций 317 -0,16 0,014 -0,13 0,020 -0,18 0,001
Управление чужими эмоциями 317 -0,37 < 0,001 -0,34 < 0,001 -0,35 < 0,001
Управление своими эмоциями 317 -0,40 < 0,001 -0,36 < 0,001 -0,40 < 0,001
Контроль эмоциональной экспрессии 317 -0,26 < 0,001 -0,23 < 0,001 -0,26 < 0,001
Межличностный эмоциональный интеллект 317 -0,16 0,006 -0,14 0,015 -0,15 0,006
Внутриличностный эмоциональный интеллект 317 -0,46 < 0,001 -0,41 < 0,001 -0,45 < 0,001
Понимание эмоций 317 -0,28 < 0,001 -0,26 < 0,001 -0,26 < 0,001
Управление эмоциями 317 -0,36 < 0,001 -0,31 < 0,001 -0,37 < 0,001
Опросник / эмоционального интеллекта Н. Холла Эмоциональная осведомленность 123 -0,10 0,280 -0,10 0,282 -0,09 0,343
Управление своими эмоциями 123 -0,41 < 0,001 -0,38 < 0,001 -0,41 < 0,001
Самомотивация 123 -0,33 < 0,001 -0,33 < 0,001 -0,29 < 0,001
Эмпатия 123 -0,11 0,242 -0,13 0,142 -0,05 0,547
Распознавание эмоций других людей 123 -0,09 0,338 -0,10 0,267 -0,06 0,536
Также приводились аргументы в пользу того, что у людей, склонных подавлять нежелательные мысли, депрессивные руминации возникают в состоянии стресса вследствие нехватки когнитивных ресурсов из-за чрезмерного подавления (Wenzlaff, Luxton, 2003). В то же время успешный контроль нежелательных мыслей позволяет снизить симптомы депрессии и сопутствующие руминации даже при существовании предрасположенности (при невротических чертах личности) (Lu, Yang, Zhang, Qiu, 2017). Результаты, полученные на общей выборке, могут подтверждать вклад неуспешного подавления мыслей в формирование депрессивно окрашенных руминаций.
Пошкалы показали очень сходные связи со всеми конструктами, что расходится с литературными данными (стоит также учесть разницу их выделения в нашей работе и у различных авторов). Это ставит вопрос о целесообразности выделения подшкал; для его решения необходимо проведения дальнейших исследований.
Таблица 5
Корреляционный анализ по К. Пирсону показателя опросника подавления мыслей и показателей частоты руминаций (N = 1 582)
Методика Шкала Общий показатель Подавление мыслей Вторжение мыслей
г p r p r p
Шкала руминаций Склонность к руминациям в целом 0,42 < 0,001 0,37 < 0,001 0,43 < 0,001
Рефлексивные руминации 0,20 < 0,001 0,17 < 0,001 0,21 < 0,001
Тягостные раздумья 0,43 < 0,001 0,39 < 0,001 0,43 < 0,001
Депрессивно окрашенные руминации 0,41 < 0,001 0,37 < 0,001 0,43 < 0,001
Ретестовая надежность опросника
Коэффициент корреляции Пирсона между результатами первого и повторного тестирования с интервалом три недели составил 0,91 для суммарного показателя, 0,86 для подшкалы «Подавления мыслей» и 0,89 для шкалы «Вторжения мыслей». Можно заключить, что опросник имеет достаточную ретестовую надежность.
Описательная статистика опросника
Описательная статистика для суммарного показателя опросника и показателей обеих подшкал приведена в табл. 6. Все пункты опросника являются прямыми, поэтому для расчета суммарного показателя баллы суммировались и делились на число вопросов в шкале (15) или подшкале (9 - для подавления мыслей, 6 - для вторжения мыслей).
Сравнение групп мужчин и женщин с помощью ^критерия Стьюдента показало значимые более высокие показатели общей шкалы и подшкал
у женщин (для общего значения шкалы t = -8,4, для подавления мыслей t = -7,8, для их вторжения t = -7,9, во всех случаях р < 0,001), что совпадает с зарубежными данными, полученными при проверках психометрических характеристик шкалы (см. напр.: Blumberg, 2000), а также с результатами ряда экспериментов, отслеживающих уровень подавления «запретных» мыслей на различные темы (Logel, Iserman, Davies, Quinn, Spencer, 2009; Thaiposri, Reece, 2022). Исходя их этого расчеты производились также отдельно для мужчин и женщин.
Таблица 6
Описательная статистика опросника подавления нежелательных мыслей
Группа Показатель Среднее Sd Мин. Макс. Перцентиль
10 25 75 90
Вся выборка (N = 1 675) Сумма по шкале 3,3 2,47 1,0 5,0 0,67 2,93 3,80 4,13
Подавление 3,3 2,33 1,0 5,0 0,73 2,89 3,89 4,22
Вторжение 3,3 2,33 1,0 5,0 0,71 2,83 3,83 4,17
Мужчины (N = 470) Сумма по шкале 3,1 0,74 1,0 5,0 2,13 2,67 3,67 3,97
Подавление 3,1 0,80 1,0 5,0 2,00 2,67 3,67 4,00
Вторжение 3,1 0,75 1,0 5,0 2,17 2,67 3,67 4,00
Женщины (N = 1 205) Сумма по шкале 3,4 2,60 1,0 5,0 0,63 3,00 3,87 4,13
Подавление 3,4 2,56 1,0 5,0 0,68 3,00 3,89 4,22
Вторжение 3,4 2,50 1,0 5,0 0,67 3,00 3,83 4,17
Корреляции показателей шкал с возрастом оказались незначимы (для общего значения шкалы г = -0,02, р = 0,439, для подавления мыслей г < 0,01, р = 0,985, для вторжения мыслей г = 0,05, р = 0,062).
Заключение
Таким образом, полученные данные указывают на достаточно хорошие психометрические свойства предлагаемого перевода опросника WBSI. Валидность подтверждается наличием теоретически ожидаемых связей. Анализ факторной структуры опросника указывает на преимущества бифакторный модели с наличием общего группирующего фактора и связью подфакторов подавления мыслей и вторжения мыслей; при выделении подфакторов мы предлагаем использование ключа, основывающегося на теоретической модели опросника, и сохранение всех пунктов полной оригинальной версии.
Литература
Андреева, И. Н. (2006) Эмоциональный интеллект: исследование феномена. Вопросы психологии, 3, 78-86.
Голубев, А. М., Дорошева, Е. А. (2017) Апробация «Оксфордского опросника счастья» на российской выборке. Психологический журнал, 38 (3), 108-118. (М: 10.7868/Б0205959217030096
Голубев, А. М., Дорошева, Е. А. (2018). Особенности применения русскоязычной версии пятифакторного опросника осознанности. Сибирский психологический журнал, 69, 46-68. doi: 10.17223/17267080/69/3
Дорошева, Е.А., Князев, Г.Г. (2017) Психометрические свойства трех опросников регуляции эмоций. В сб.: Современные проблемы клинической психологии и психологии личности: материалы Всероссийской научно-практической конференции с международным участием (с. 193-198). Новосибирск: Новосиб. гос. ун-т.
Золотарева, А. А. (2021) Психометрическая оценка русскоязычной версии шкалы депрессии, тревоги и стресса (DASS-21). Психологический журнал, 42 (5), 80-88. doi: 10.31857/S020595920017077-0
Люсин, Д. В. (2009). Опросник на эмоциональный интеллект ЭмИн: новые психометрические данные. В кн.: Д. В. Люсин, Д. В. Ушаков (ред.). Социальный и эмоциональный интеллект: от моделей к измерениям (с. 264-278). М.: Ин-т психологии РАН.
Погосова, Н. В., Довженко, Т. В., Бабин, А. Г., Курсаков, А. А., Выгодин, В. А. (2014) Русскоязычная версия опросников PHQ-2 и 9: чувствительность и специфичность при выявлении депрессии у пациентов общемедицинской амбулаторной практики. Кардиоваскулярная терапия и профилактика, 13 (3), 18-24. doi: 10.15829/1728-88002014-3-18-24
Тарабрина, Н. В. (2001) Практикум по психологии посттравматического стресса. СПб.: Питер.
Фрейд, З. (2006) Психология бессознательного. М.: Фирма СТД.
Шевеленкова, Т. Д., Фесенко, Т. П. (2005) Психологическое благополучие личности. Психологическая диагностика, 3, 95-121.
Ссылки на зарубежные источники см. в разделе References после англоязычного блока.
Приложение
Бланк опросника подавления нежелательных мыслей
1. Есть вещи, о которых я предпочитаю не думать 1 2 3 4 5
2. Иногда я удивляюсь, почему я думаю о некоторых вещах 1 2 3 4 5
3. У меня бывают мысли, которые я не могу остановить 1 2 3 4 5
4. Некоторые образы, которые я вижу, я не могу выкинуть из головы 1 2 3 4 5
5. Мои мысли часто возвращаются к одному и тому же 1 2 3 4 5
6. Я бы хотел выкинуть из головы некоторые мысли 1 2 3 4 5
7. Иногда мои мысли скачут так быстро, что мне хочется их остановить 1 2 3 4 5
8. Я всегда стараюсь выкинуть проблемы из головы 1 2 3 4 5
9. Некоторые мысли постоянно приходят в голову 1 2 3 4 5
10. Есть вещи, о которых я стараюсь не думать 1 2 3 4 5
11. Иногда я очень хотел бы остановить свои мысли 1 2 3 4 5
12. Я часто делаю что-то чтобы отвлечься от своих мыслей 1 2 3 4 5
13. Есть мысли, которые я стараюсь избегать 1 2 3 4 5
14. У меня есть много мыслей, о которых я никому не рассказываю 1 2 3 4 5
15. Иногда я занимаю себя чем-то, просто чтобы не дать мыслям завладеть мною 1 2 3 4 5
Поступила в редакцию 15.11.2023; принята 01.03.2024 г.
Дорошева Елена Алексеевна - доцент кафедры сравнительной психологии, кафедры нейронаук Института медицины и психологии В. Зельмана Новосибирского государ-
ственного университета; старший научный сотрудник лаборатории клинической науки, поведения и нейротехнологий Института медицины и нейронаук, кандидат биологических наук.
E-mail: elena.dorosheva@mail.ru
For citation: Dorosheva, Е. А. (2024). Adaptation of the Russian-Language Version of the White Bear Suppression Inventory. Sibirskiy Psikhologicheskiy Zhurnal - Siberian journal of psychology, 91, 22-38. In Russian. English Summary. doi: 10.17223/17267080/91/2
Adaptation of the Russian-Language Version of the White Bear Suppression Inventory1
Е. А. Dorosheva 1 2
1 Novosibirsk State University, 1, Pirogova Str., Novosibirsk, 630090, Russian Federation
2 Scientific Research Institute of Neurosciences and Medicine, 4, Timakova Str., Novosibirsk, 630117, Russian Federation
Abstract
Relevance and subject of the study. The tendency to suppress thoughts that are unpleasant or not acceptable by content is described as a way of self-regulation and as a strategy of coping behavior that has different degrees of success depending on the context of situation and individual characteristics of the subjects. Associations of suppression of unwanted thoughts intensity with anxiety and depressive states are shown. This study is devoted to adaptation of the Russian language version of the scale that measures the tendency to suppress unwanted thoughts (White bear depression inventory, WBSI). The inventory can be used in clinical diagnostics, for research purposes in the study of self-regulation, stress response, cognitive processes, and in study of the thought suppression construct. Research methods and materials. The total sample of the study comprised 1675 persons aged 16 to 70 years (average age 32.9), 470 men and 1205 women. To verify convergent validity, the Beck Depression Inventory, the Patient Health Questionnaire-9, the Depression, Anxiety, and Stress Scale-21, the K. Ryff Scales of Psychological Well-Being, the Oxford Happiness Questionnaire, the D.V. Lucin Emotional Intelligence Questionnaire and the N. Hall Emotional Intelligence Test (emotion management scales), the Five Factor Mindfulness Questionnaire (overall score, characterizing the possibility of self-regulation), Rumination Response Scale were used. Confirmatory factor analysis was used to check the scale structure (seven possible models), consistency of the scale and subscales determined by the results of the questionnaire structure verification were calculated. At three week intervals, retest reliability was checked. Descriptive statistics of the inventory were calculated. Results. The analysis of the factor structure of the scale showed the greatest suitability of two bifactor models with a common grouping factor and related subfactors, a model with a distribution of items in accordance with the theoretical structure of the questionnaire being the preferable one. The scale is characterized by high internal consistency (Cronbach alpha - 0.89) and retest reliability r = 0.91. Suppression of unwanted thoughts demonstrated positive correlation with anxiety, stress, depressive trends, ruminations; negative correlation with subjective well-being, self-estimate of the ability to manage one's own emotions are shown. Additionally, the lack of significant interactions with emotional intelligence components unrelated to emotion management indicates the divergent validity of the inventory. In general, it can be concluded that the proposed version of the WBSI has sufficiently good psychometric properties.
1 The results were obtained in accordance with the state research contract by Scientific Research Institute of Neurosciences and Medicine, CITiS registration number: 122042700001-9.
Keywords: ensemble perception; noise cancellation; ensemble representation; motor activity; summary statistics
References
Andreeva, I. N. (2006) Emotional intelligence: a study of the phenomenon [Emotional Intelligence: Exploring the Phenomenon]. Voprosypsikhologii, 3, 78-86. Beevers, C., & Meyer, B. (2004) Thought suppression and depression risk. Cognition and
Emotion, 18(6), 859-867. doi: 10.1080/02699930341000220 Berle, D., & Starcevic, V. (2005) Thought-action fusion: review of the literature and future
directions. Clinical Psychology Review, 25(3), 263-84. doi: 10.1016/j.cpr.2004.12.001. Blumberg, S. J. (2000). The White Bear Suppression Inventory: Revisiting its factor structure.
Personality and Individual Differences, 29, 943-950. doi: 10.1016/S0191-8869(99)00245-7 Clark, D. A. (Ed.) (2005). Intrusive Thoughts in Clinical Disorders. New York: Guilford. Cowan, C. S. M., Wong S. F., & Le L. (2017) Rethinking the Role of Thought Suppression in Psychological Models and Treatment. Journal of Neuroscience, 37(47), 11293-11295. doi: 10.1523/JNEUR0SCI.2511-17.2017 Dorosheva, E.A., & Knjazev, G.G. (2017) Psikhometricheskie svoystva trekh oprosnikov regulyatsii emotsiy [Psychometric properties of three emotion regulation questionnaires]. Sovremennye problemy klinicheskoy psikhologii i psikhologii lichnosti [Modern problems of clinical psychology and personality psychology]. Proc. of the Conference, 193-198. Freud, S. S. (2006) Psikhologiya bessoznatel'nogo [Psychology of the Unconscious] (Transl.).
Moscow: Firma STD, 79-110. Gagnepain, P., Hulbert, J., & Anderson, M. C. (2017) Parallel Regulation of Memory and Emotion Supports the Suppression of Intrusive Memories. Journal of Neuroscience, 37(27), 6423-6441. doi: 10.1523/JNEUR0SCI.2732-16.2017 Galante, J., Friedrich, C., Dawson, A. F., Modrego-Alarcón, M., Gebbing, P., Delgado-Suárez, I., Gupta, R., Dean, L., Dalgleish, T., White, I. R., & Jones, P. B. (2021) Mindful-ness-based programmes for mental health promotion in adults in nonclinical settings: A systematic review and meta-analysis of randomised controlled trials. PLOS Medicine, 18(1): e1003481. doi: 10.1371/journal.pmed.1003481 Golubev, A. M., & Dorosheva, E. A. (2017). Approbation of "Oxford Happiness Questionary" on the Russian sample. Psikhologicheskiy zhurnal - Psychological Journal, 18(3), 108118. (In Russian). doi: 10.7868/S0205959217030096 Golubev, A. M., & Dorosheva, E. A. (2018). Peculiarities of using the Russian version of the five-factor mindfulness questionnaire. Sibirskiy psikhologicheskiy zhurnal - Siberian Journal of Psychology, 69, 46-68. (In Russian). doi: 10.17223/17267080/69/3 Höping, W., & de Jong-Meyer, R. (2003). Differentiating unwanted intrusive thoughts from thought suppression: What does the White Bear Suppression Inventory measure? Personality and Individual Differences, 34(6), 1049-1055. doi: 10.1016/S0191-8869(02)00089-2 Kennedy, S. M., Grossman, R. A., & Ehrenreich-May, J. (2016) Revisiting the Factor Structure of the White Bear Suppression Inventory in Adolescents: An Exploratory Structural Equation Modeling Approach. Personality and Individual Differences, 92, 186-190. doi: 10.1016/j.paid.2015.12.020 Logel, C., Iserman, E. C., Davies, P. G., Quinn D. M., & Spencer, S. J. (2009) The perils of double consciousness: The role of thought suppression in stereotype threat. Journal of Experimental Social Psychology, 45(2), 299-312. doi: 10.1016/j.jesp.2008.07.016 Lu, F. Y., Yang W. J., Zhang Q. L., & Qiu, J. (2017) Thought Control Ability Is Different from Rumination in Explaining the Association between Neuroticism and Depression: A Three-Study Replication. Frontiers in Psychology, 8, 838. doi: 10.3389/fpsyg.2017.00838 Luciano, J. V., Belloch, A., Algarabel, S., Tomás, J. M., Morillo, C., & Lucero, M. (2006). Confirmatory factor analysis of the White Bear Suppression Inventory and the Thought
Control Questionnaire: A comparison of alternative models. European Journal of Psychological Assessment, 22(4), 250-258. doi: 10.1027/1015-5759.22.4.250 Lyusin, D. V. (2009). Oprosnik na emotsional'nyy intellekt EmIn: novye psikhometricheskie dannye [EmIn Emotional Intelligence Questionnaire: New psychometric data]. In D. V. Lyusin, & D. V. Ushakov (Eds.), Sotsial'nyy i emotsional'nyy intellekt: ot modeley k izmereniyam [Social and emotional intelligence: from models to measurements] (pp. 264-278). Moscow: Institute of Psychology RAS. Mamat, Z., & Anderson, M. C. (2023) Improving mental health by training the suppression
of unwanted thoughts. Science Advances, 9(38). doi: 10.1126/sciadv.adh5292 Muris, P., De Jongh, A., Merckelbach, H., Postema, S., & Vet, M. (1998). Thought suppression in phobic and non-phobic dental patients. Anxiety, Stress, and Coping, 11, 275-287. Muris, P., Merckelbach, H., Horselenberg, R., Sijsenaar, M., & Leeuw, I. (1997). Thought
suppression in spider phobia. Behaviour Research and Therapy, 35, 769-774. Najmi, S., & Wegner, D. M. (2008). The gravity of unwanted thoughts: Asymmetric priming effects in thought suppression. Consciousness and Cognition: An International Journal, 17(1), 114-124. doi: 10.1016/j.concog.2007.01.006 Palm, K. M., & Strong, D. R. (2007). Using item response theory to examine the White Bear Suppression Inventory. Personality and Individual Differences, 42(1), 87-98. doi: 10.1016/j.paid.2006.06.023 Petkus, A. J., Gum, A., & Wetherell, J. L. (2012) Thought suppression is associated with psychological distress in homebound older adults. Depress Anxiety, 29(3), 219-25. doi: 10.1002/da.20912
Pogosova, N. V., Dovzhenko, T. V., Babin, A. G., Kursakov, A. A., & Vygodin, V. A. (2014). Russkoyazychnaya versiya oprosnikov PHQ-2 i 9: chuvstvitel'nost' i spetsifichnost' pri vyyavlenii depressii u patsientov obshchemeditsinskoy ambulator-noy praktiki [Russian-language version of questionnaires PHQ-2 and 9: sensitivity and specificity in detecting depression in patients with general medical outpatient practice]. Kardiovaskulyarnaya terapiya iprofilaktika, 13(3), 18-24. (In Russian). doi:10.15829/1728-8800-2014-3-18-24 Rachman, S. (1998) A cognitive theory of obsessions: elaborations. Behaviour Research and
Therapy, 36(4), 385-401. doi: 10.1016/s0005-7967(97)10041-9 Rassin, E. (2003). The White Bear Suppression Inventory (WBSI) Focuses on Failing Suppression Attempts. European Journal of Personality, 17(4), 285-298. doi: 10.1002/per.478 Rassin, E. (2005). Thought Suppression. Amsterdam; Boston: Elsevier. Rassin, E., Merckelbach, H., Muris, P., & Spaan, V. (1999) Thought-action fusion as a causal factor in the development of intrusions. Behaviour Research and Therapy, 37(3), 231237. doi: 10.1016/s0005-7967(98)00140-5 Rosebrock, L. E., Hall, K. A., Rando, A., Pineles, S. L., & Liverant, G. I. (2019) Rumination and Its Relationship with Thought Suppression in Unipolar Depression and Comorbid PTSD. International Journal of Cognitive Therapy, 43, 226-235. doi: 10.1007/s10608-018-9935-4
Salkovskis, P. M. (1985). Obsessional-compulsive problems: a cognitive-behavioural analysis.
BehaviourResearch and Therapy, 23(5), 571-83. doi: 10.1016/0005-7967(85)90105-6. Schmidt, R.E., Gay, P., Courvoisier, D., Jermann, F., Ceschi, G., David, M., Brinkmann, K., & Van der Linden, M. (2009) Anatomy of the White Bear Suppression Inventory (WBSI): A Review of Previous Findings and a New Approach. Journal of Personality Assessment, 91(4), 323-330. doi: 10.1080/00223890902935738 Shevelenkova, T. D., & Fesenko, T. P. (2005) Psikhologicheskoe blagopoluchie lichnosti
[Psychological well-being of the individual]. Psikhologicheskaya diagnostika, 3, 95-121. Tarabrina, N. V. (2001) Praktikum po psikhologii posttravmaticheskogo stressa [PTSD Psychology Workshop]. St. Petersburg: Piter. Thaiposri, N., & Reece, J. (2022). Gender differences in eating disorder-related intrusive thoughts. Eating Disorders, 30(1), 1-25. doi: 10.1080/10640266.2020.1789830
Wegner, D. M. (1994). Ironic processes of mental control. Psychological Review, 101, 34-52.
doi: 10.1037/0033-295X.101.1.34 Wegner, D. M., & Zanakos, S. (1994). Chronic thought suppression. Journal of Personality,
62, 615-640. doi: 10.1111/j.1467-6494.1994.tb00311.x Wegner, D. M., Schneider, D. J., Carter, S. R., & White, T. L. (1987). Paradoxical effects of thought suppression. Journal of Personality and Social Psychology, 53, 5-13. doi: 10.1037/0022-3514.53.1.5 Wenzlaff, R. M., & Luxton, D. D. (2003). The Role of Thought Suppression in Depressive Rumination. Cognitive Therapy and Research, 27, 293-308. doi: 10.1023/A:1023966400540 Zolotareva, A. A. (2021) Psychometric assessment of the Russian-language version of the depression, anxiety and stress scale (DASS-21). Psikhologicheskiy zhurnal, 42(5), 80-88. (In Russian). doi: 10.31857/S020595920017077-0
Received 15.11.2023; Accepted 01.03.2024
Elena A. Dorosheva - Docent of Department of Comparative Psychology, Department of Neuroscience (V. Zelman Institute of Medicine and Psychology, Novosibirsk State University); Senior Scientific Researcher of The Laboratory for Clinical Science, Behavior and Neurotechnologies of State Scientific Research Institute of Neuroscience & Medicine. Cand. Sc. (Biology).
E-mail: elena.dorosheva@mail.ru
