CC BY
420
Диагностические свойства модифицированной методики «Опросник способов совладания» Р. Лазаруса
Луговская А.А., Ассанович М.А.
Гродненский государственный медицинский университет, Беларусь
Lugovskaya A.A., Assanovich M.A.
Grodno State Medical University, Belarus
Diagnostic properties of the modified methodology "Ways of coping questionnaire" R. Lazarus
Резюме. С помощью разрабатываемой методики диагностики копинг-стратегий обследовано 270 человек. Группу исследования составили пациенты с верифицированными диагнозами из рубрик невротические, связанные со стрессом и соматоформные расстройства и аффективные расстройства (n=150), а также здоровые испытуемые из общей популяции (n=120). По результатам исследования была определена 2-факторная структура опросника. Сформированы две шкалы: активного и пассивного копинг-стиля. Используя процедуру Раш-анализа, были рассчитаны меры трудности утверждений, сформировавших шкалы, наблюдаемые значения которых распределились в диапазоне от -1,79 до 0,96 логита. Определено, что утверждения внутри шкал моделируемого опросника сбалансированы по степени трудности, а сами шкалы обладают достаточной диагностической мощностью. Были рассчитаны индексы UMS (невзвешенное среднее квадратичное) и WMS (взвешенное среднее квадратичное) пунктов, которые имели приемлемые значения (диапазон 0,7-1,3). Данные статистики определили методику как конструктно валидную. По показателям Индекса надежности шкал сделан вывод о достаточном уровне надежности моделируемой методики. Индекс надежности шкалы активного копинг-стиля составил 0,85, шкалы пассивного копинг-стиля - 0,79. Применение опросника как диагностического инструмента копинга позволяет выявить три уровня выраженности исследуемого конструкта.
Ключевые слова: методика диагностики копинг-стратегий, конструктная валидность, надежность, модель Раша.
Медицинские новости. — 2017. — №11. — С. 61-65. Summary. With the help of a developed technique for diagnosing coping strategies, 270persons were examined. The sample consisted of patients wtth verified diagnoses of neurotic, stress-related and somatoform disorders and affective disorders (n=150), and healthy subjects from the general population (n=120). Based on the results of the study, the 2-factor structure of the questionnaire was determined. Two scales were formed: an active coping style and a passive coping style. Using the Rash analysis procedure, the measures of difficulty of the items that formed the scales were calculated, the observed values of which were distributed in the range from -1.79 to 0.96 logits. It is determined that the statements within the scales of the developed questionnaire were balanced by the difficulties, and the scales themselves had sufficient diagnostic power. The indices of UMS (unweighted mean square) and WMS (weighted mean square) of the points were calculated, which had acceptable values (range 0.7-1.3). Statistics data defined the questionnaire as constructively valid. According to the indices of the Scale Reliability Index, a conclusion was made about the sufficient level of reliability of the developed technique. The index of reliability of the scale of active coping style was 0.85, for the scale of passive copying style was 0.79. The use of the questionnaire as a diagnostic tool for coping assessment revealed three levels of severity of the construct.
Keywords: diagnostic methods of coping strategies, construct validity, reliability, Rasch model. Meditsinskie novosti. - 2017. - N11. - P. 61-65.
Самой разработанной и активно используемой теорией совладаю-щего поведения или «копинга» является концепция Р. Лазаруса. Согласно ее положениям «копинг» рассматривался как стабилизирующий фактор, который помогает личности адаптироваться в период воздействия стресса. Р. Лазарус выделил два глобальных стиля реагирования: проблемно-ориентированный стиль, направленный на анализ проблемы, и эмоционально-ориентированный слить, который направлен на редукцию эмоционального напряжения. Считалось, что проблемно-ориентированные копинг-стратегии положительно коррелируют с адаптацией и здоровьем и отрицатель-
но - с уровнем переживаемого стресса. Эмоционально-ориентированные, наоборот, играют негативную роль и усиливают стресс, поскольку не разрешают саму ситуацию. Впоследствии были получены данные о том, что такая связь неоднозначна. Несмотря на достаточное многообразие методик диагностики совладающего поведения, проблема измерения в данной области является актуальной и неоднозначной [2].
Цель исследования - определить факторную структуру моделируемой методики диагностики копинг-стратегий и оценить конструктную (факторную) валидность и надежность разрабатываемого опросника.
Материалы и методы
Исследование проводилось на базе Гродненского областного клинического центра «Психиатрия - Наркология» и Гродненского государственного медицинского университета. В исследовании принимали участие пациенты с верифицированными диагнозами из рубрик невротические, связанные со стрессом и соматоформные расстройства ^40, F41, F43, F45) и аффективные расстройства F33) (п=150), а также здоровые испытуемые из общей популяции (п=120). Всего 119 мужчин и 151 женщина. Учитывая специфику моделирования шкал по Рашу, пациенты, страдающие перечисленными расстройствами, и здоровые
Рисунок 1
Диаграмма собственных чисел и график россыпи факторов матрицы моделируемой методики диагностики копинг-стратегий
интервьюируемые в рамках настоящего исследования рассматриваются как однородная группа.
Для диагностики копинг-стратегий в качестве стимульного материала использовались 50 утверждений из «Опросника способов совладания» Р. Лазаруса с инструкцией по оценке своего поведения в стрессовых ситуациях и ситуациях высокого эмоционального напряжения в течение последнего месяца [2]. Была использована ранговая система ответов: «никогда», «редко», «иногда», «часто». Порядок ранжирования категорий ответа соответствует возрастанию частоты использования копинг-стратегии. Для идентификации конструктов был проведен факторный анализ методом главных компонент с процедурой ортогонального вращения Varimax. На этапе оценки полученной факторной структуры числа факторов, необходимых для объяснения корреляционной связи между переменными, в один фактор объединялись сильно коррелирующие между собой переменные. Корреляции между переменными и выделенными факторами определялись как факторные нагрузки. В качестве значимых рассматривались нагрузки пунктов на выделенные факторы, которые по абсолютной величине превышали 0,3 [4, 5]. Решение о количестве факторов принималось на основании анализа собственных значений. В соответствии с рекомендованными J.M. Ыпасге критериями, одномерная структура шкалы определяется тогда, когда в факторной матрице выделяется первый фактор с максимальным вкладом в дисперсию,
а собственные числа остальных факторов не превышают значение, равное 2 [1, 3, 4].
На следующем этапе нашего исследования проведена оценка полученной факторной структуры политомическим вариантом модели Раша. Для определения психометрических характеристик шкал моделируемой методики диагностики копинг-стратегий были последовательно проведены основные этапы Раш-анализа.
На первом этапе на основе имеющейся матрицы данных, содержащей ответы всех испытуемых на все утверждения шкал методики, были рассчитаны меры трудности пунктов и определены меры выраженности исследуемого конструкта. Далее данные значения трансформировались в шкалу логитов, что обеспечивало возможность представить эти параметры на общей шкале, среднее значение которой равно 0. Статистические процедуры в модели Раша дают возможность оценить диагностическую точность анализируемой измерительной шкалы [1, 6, 8].
На этапе оценки качества шкал моделируемой методики диагностики копинг-стратегий были рассчитаны индексы качества для каждого утверждения. К ним относятся невзвешенное среднее квадратичное - UMS (unweightet mean squared), взвешенное среднее квадратичное - WMS (weighted mean squared). Данные индексы позволяют оценить конструктную валидность каждого утверждения, то есть определяют, насколько эффективно пункт шкалы функционирует в оценке исследуемого
конструкта (в случае настоящего исследования - копинг-стратегии). Анализ индексов качества утверждений позволяет делать выводы о конструктной валидности всего диагностического инструмента. Для рейтинговых шкал диапазон приемлемых значений индексов UMS и WMS составляет 0,7-1,3 [4, 7, 8].
Оценка надежности шкал методики проводилась посредством анализа показателей сепарационной статистики. В модели Раша это показатели надежности и Индекс числа слоев. Показатель надежности концептуально близок коэффициенту a-Кронбаха и имеет такие же нормативные диапазоны. Индекс числа слоев представляет собой количество клинически значимых уровней выраженности исследуемого латентного свойства (копинга), которое способна выявить шкала как диагностический инструмент в исследуемой выборке. Приемлемыми считаются значения, превышающие 1, при этом большие значения характеризуют большую надежность [9].
Результаты и обсуждение
Для выявления факторной структуры моделируемой методики диагностики копинг-стратегий был проведен анализ полученной матрицы данных методом главных компонент с процедурой ортогонального вращения Varimax. По результатам данного анализа было выявлено, что утверждения не факторизуются в оригинальную 8-факторную версию: конфронтаци-онный копинг (пункты 2, 3, 13, 21, 26, 37), дистанцирование (пункты 8, 9, 11, 16, 32, 35), самоконтроль (пункты 6, 10, 27, 34, 44, 49, 50), поиск социальной поддержки от других людей (пункты 4, 14, 17, 24, 33, 36), принятие ответственности (пункты 5, 19, 22, 42), бегство-избегание (пункты 7, 12, 25, 31 ,38), планирование решения проблемы (пункты 1, 20, 30, 39, 40, 43), положительная переоценка (пункты 15, 18, 23, 28, 29, 45, 48).
Как следует из данных на рисунке 1, первый фактор (F1) имеет максимальное значение собственного числа, равное 6,90, а вклад в общую дисперсию -13,8%. Собственное число второго фактора (F2) равно 3,62, при этом вклад данного фактора в общую дисперсию составляет 7,2%. Третий фактор (F3) имеет
ОИЦаЦ Структура моделируемой методики диагностики копинг-стратегий
и значения факторных нагрузок
Фактор-
№ Утверждения ные
нагрузки
Фактор 1. Активный копинг-стиль
1. ... сосредотачивался на том, что мне нужно было делать дальше - на 0,49
следующем шаге
4. ... говорил с другими, чтобы больше узнать о ситуации 0,50
11. ... пытался увидеть в ситуации что-то положительное 0,53
15. ... во мне возникла потребность выразить себя творчески 0,30
18. ... менялся или рос как личность в положительную сторону 0,54
19. ... извинялся или старался все загладить 0,37
20. ... составлял план действий 0,50
21. ... старался дать какой-то выход своим чувствам 0,31
23. ... набирался опыта в этой ситуации 0,61
24. ... говорил с кем-либо, кто мог конкретно помочь в этой ситуации 0,41
27. ... старался действовать не слишком поспешно, доверяясь первому 0,34
порыву
29. ... вновь открывал для себя что-то важное 0,57
30. ... что-то менял так, что все улаживалось 0,56
33. ... спрашивал совета у родственника или друга, которых уважал 0,37
36. ... говорил о том, что я чувствую 0,39
37. ... стоял на своем и боролся за то, чего хотел 0,49
39. ... пользовался прошлым опытом - мне приходилось уже попадать в 0,46
такие ситуации
40. ... знал, что надо делать, и удваивал свои усилия, чтобы все наладить 0,61
43. ... находил пару других способов решения проблемы 0,62
44. ... старался, что мои эмоции не слишком мешали мне в других делах 0,48
45. ... что-то менял в себе 0,47
46. ... хотел, чтобы все это скорее как-то образовалось или кончилось 0,45
49. ... прокручивал в уме, что мне сказать или сделать 0,56
Фактор 2. Пассивный копинг-стиль
2 ... начинал что-то делать, зная, что это все равно не будет работать, 0,52
главное - делать хоть что-нибудь
3. ... пытался склонить вышестоящих к тому, чтобы они изменили свое 0,30
мнение
5. ... критиковал и укорял себя 0,53
6. ... пытался не сжигать за собой мосты, оставляя все, как оно есть 0,42
7. ... надеялся на чудо 0,51
8. ... смирялся с судьбой: бывает, что мне не везет 0,44
12. ... спал больше обычного 0,36
13. ... срывал свою досаду на тех, кто навлек на меня проблемы 0,30
14. ... искал сочувствия и понимания у кого-нибудь 0,51
16. ... пытался все забыть 0,34
22. ... понимал, что сам вызвал эту проблему 0,38
25. ... пытался улучшить свое самочувствие едой, выпивкой, курением 0,45
или лекарствами
28. ... находил новую веру во что-то 0,32
31. ... в целом избегал общения с людьми 0,42
32. ... не допускал это до себя, стараясь об этом особенно не за- 0,33
думываться
34. ... старался, чтобы другие не узнали, как плохо обстоят дела 0,40
35. ... отказывался воспринимать это слишком серьезно 0,33
38. ... вымещал это на других людях 0,33
41. ... отказывался верить, что это действительно произошло 0,58
42. ... я давал обещание, что в следующий раз все будет по-другому 0,47
47. ... представлял себе, фантазировал, как все это могло бы обернуться 0,50
48. ... молился 0,33
50. ... думал о том, как бы в данной ситуации действовал человек, кото- 0,30
рым я восхищаюсь и старался подражать ему
собственное число 2,08. Несмотря на то, что собственное число этого фактора равно 2, его вклад в общую дисперсию значительно меньше 10% - 4,2%. Руководствуясь критериями J.M. Ыпасге, было принято решение о двухфакторной структуре моделируемого опросника копинг-поведения.
В таблице 1 представлены утверждения методики, сформировавшие шкалы (факторы) и их факторные нагрузки. В процессе анализа содержательной характеристики утверждений, сформировавших шкалы, было выявлено, что пункты фактора 1 имеют общий паттерн стратегий, направленный на диагностику активного копинг-стиля, а фактора 2 - пассивного копинг-стиля.
Пункты 9, 10, 17 и 26, входящие в оригинальную версию опросника Р. Ла-заруса, имели низкие значения факторной нагрузки на выделенные факторы, были нами элиминированы из структуры моделируемого опросника.
Для проверки устойчивости факторов проведен анализ полученной факторной структуры методики диагностики копинг-стратегий политомическим вариантом модели Раша. В результате применения алгоритма политомического варианта модели Раша были рассчитаны параметры трудности утверждений, произведена оценка соответствия распределения трудностей ответных категорий утверждений распределению мер выраженности копинга, проведен анализ показателей конструктной валидности и надежности полученных шкал.
Оценка соответствия распределения трудностей ответных категорий утверждений распределению мер выраженности копинга осуществлялась путем визуального анализа карты распределения мер трудности утверждений, сформировавших шкалы методики, и мер конструкта. Так как в модели Раша меры трудности и меры конструкта оцениваются в одних и тех же единицах измерения (логитах), предоставляется возможность оценить данные на одной и той же измерительной шкале. Если распределение трудностей категорий пунктов полностью охватывает распределение мер выраженности исследуемого конструкта у испытуемых, шкала оценивается как обладающая достаточной диагностической мощностью [3, 4, 7].
Рисунок 2
Карта распределения мер выраженности конструкта у испытуемых и трудности категорий ответов на утверждения шкалы активного копинг-стиля моделируемой методики диагностики копинг-стратегий
0.S 0.0.0 2.5
Распределение
испытуемых
5.0 7.5 10.0 12.5 15.0 17.5 20.0 22.5 Распределение категорий пунктов
Рисунок 3
Карта распределения мер выраженности конструкта у испытуемых и трудности категорий ответов на утверждения шкалы пассивного копинг-стиля моделируемой методики диагностики копинг-стратегий
На рисунках 2 и 3 представлены карты соотношения мер выраженности копинга и мер трудности утверждений, сформировавших шкалы моделируемого опросника копинг-стратегий.
Как следует из анализа данных карты шкалы активного копинг-стиля (рис. 2), распределение мер выраженности копин-га (столбиковая диаграмма) находится в диапазоне от -3 до 1,8 логита. Величина диапазона разброса мер выраженности копинга составляет 4,8 логита. Визуальный анализ распределения оценок испытуемых (левая часть карты) показывает смещение распределения в сторону умеренных и невысоких мер выраженности копинга. Распределение категорий ответов на диагностические утверждения шкалы активного копинг-стиля отражено в правой части карты на рис. 2. Как следует из оценки этой части, меры трудностей категорий ответов находятся в диапазоне от -3,8 до 1,8 логита. Величина диапазона составляет 5,6 логита, что значительно превышает величину диапазона мер выраженности копинга (4,8 логита). В результате проведенного анализа данных на рисунке 2 можно сделать вывод, что диапазон распределения мер трудностей категорий утверждений в целом накрываетдиапазон распределения мер выраженности копинга.
При анализе данных карты шкалы пассивного копинг-стиля (рис. 3) было определено, что величина диапазона разброса мер выраженности копинга
составляет 2,8 логита. Визуальный анализ распределения оценок испытуемых (левая часть карты) показывает равно-
мерное распределение как низких, так и высоких мер выраженности копинга. Анализ распределения категорий от-
Таблица Я Значения трудности и индексы качества (WMS, UMS) утверждений шкал активного (F1) и пассивного (F2) копинг-стилей
Пункты F1 Трудность (в логитах) WMS UMS Пункты F2 Трудность (в логитах) WMS UMS
1. -1,30 0,96 1,01 2. 0,35 0,91 0,90
4. -1,01 0,92 0,90 3. 0,24 1,11 1,12
11. -0,46 0,98 0,99 5. -0,53 0,93 0,92
15. 0,64 1,15 1,21 6. -0,27 0,99 0,99
18. -0,16 0,98 0,96 7. 0,01 0,87 0,89
19. -0,47 1,06 1,08 8. -0,15 0,97 0,97
20. -0,29 1,02 1,04 12. 0,40 1,12 1,14
21. -0,48 1,11 1,12 13. 0,35 1,04 1,05
23. -0,89 0,87 0,85 14. -0,33 0,92 0,91
24. -0,73 1,05 1,17 16. -0,07 1,05 1,06
27. 0,06 1,11 1,12 22. -0,37 0,97 0,98
29. -0,35 0,88 087 25. 0,09 1,00 1,01
30. -0,55 0,95 0,93 28. 0,33 1,09 1,10
33. -0,69 1,09 1,17 31. 0,30 1,02 1,02
36. -0,23 1,07 1,07 32. 0,38 1,03 1,03
37. -0,59 1,03 1,06 34. -0,34 1,05 1,05
39. -0,19 1,01 1,01 35. 0,43 1,01 1,01
40. -0,73 0,87 0,88 38. 0,64 1,02 1,03
43. -0,41 0,88 0,89 41. 0,23 0,83 0,83
44. -0,48 1,00 1,03 42. -0,27 0,93 090
45. -0,17 1,01 1,02 47. -0,73 0,86 0,83
46. -1,50 0,89 0,97 48. -0,38 1,09 1,13
49. -1,24 0,77 0,74 50. 0,40 1,06 1,11
ветов на диагностические утверждения шкалы пассивного копинг-стиля (правая часть карты на рис. 3) определил, что меры трудностей категорий ответов находятся в диапазоне от -2,0 до 2,4 ло-гита. Величина диапазона составляет 4,4 логита, что значительно превышает величину диапазона мер выраженности копинга (2,8 логита). Из этого следует, что границы диапазона распределения мер трудности утверждений шире, чем границы диапазона распределения мер выраженности исследуемого конструкта.
Таким образом, анализ соотношения распределений мер выраженности копинга и трудностей пунктов шкал моделируемого опросника копинг-стра-тегий показывает согласованность взаимоотношений между мерами копинга и мерами трудностей категорий утверждений. Следовательно, шкалы методики оцениваются как обладающие достаточной диагностической мощностью.
При анализе значений трудности утверждений, вошедших в шкалы моделируемой методики диагностики копинг-стратегий (табл. 2), показатели сопоставлялись с оптимальным для психодиагностических методик интервалом от -2 до +2 логитов [1, 3, 6]. Трудность всех утверждений шкал опросника находится в пределах указанного диапазона. При этом вопросы имели разную степень трудности, от легких (-1,5) до достаточно трудных (0,64). Это позволяет охарактеризовать утверждения шкал моделируемой методики диагностики копинг-стратегий как способные оценивать выраженность проявления исследуемого конструкта в достаточно широком диапазоне.
На следующем этапе нашего исследования проведен анализ конструктной валидности шкал моделируемой методики диагностики копинг-стратегий. Нами были рассчитаны значения
двух среднеквадратичных индексов валидности утверждений: UMS и WMS. Данные индексы качества отражают степень соответствия моделированных вероятностей ответов на пункты эмпирическим данным. Как видно из таблицы 2, все значения данных статистик расположились в приемлемом диапазоне (0,7-1,3), что позволяет охарактеризовать шкалы моделируемой методики диагностики копинг-стратегий как валидные.
Надежность шкал оценивалась с помощью показателей надежности и сепарационной статистики модели Раша [9]. Данные показатели рассчитывались отдельно для каждой шкалы. При анализе данных по показателю надежности по испытуемым статистика для шкалы активного копинг-стиля имела значение 0,85, а для шкалы пассивного копинг-стиля - 0,79. Выявленные значения характеризуют обе шкалы моделируемого опросника копинг-стратегий как обладающих хорошим уровнем надежности (диапазон 0,7-0,9). Определение данного уровня по испытуемым свидетельствует о попу-ляционной независимости вычисленных мер выраженности копинга, а саму методику характеризует как диагностически популяционно-независимую.
Меры выраженности копинга, воплощенные в суммарных баллах, по шкале активного копинг-стиля разделяются на 4 статистически значимых уровня выраженности копинга (Индекс числа слоев 3,56), а по шкале пассивного копинг-стиля - на 3 уровня (Индекс числа слоев 2,89). Данные статистики характеризуют шкалы моделируемого опросника копинг-стратегий как обладающие хорошими дискриминативными способностями.
Выводы:
1. Моделируемая методика диагностики копинг-стратегий имеет двух-факторную структуру, утверждения шкал
которой сбалансированы по степени трудности.
2. Шкалы моделируемого опросника обладают достаточной диагностической мощностью. Величина диапазона распределения категорий ответов на диагностические утверждения шкалы активного копинг-стиля составляет 5,6 логита, пассивного копинг-стиля -4,4 логита.
3. Пункты шкал моделируемой методики диагностики копинг-стратегий обладают достаточным уровнем конструктной валидности (значения индексов UMS и WMS всех утверждений в диапазоне 0,7-1,3).
4. Шкалы активного и пассивного копинг-стилей имеют хороший уровень надежность (0,85 и 0,79 соответственно).
5. Дифференциально-диагностические свойства шкал обеспечивают возможность определения, как минимум, трех статистически значимых уровня выраженности копинга.
Л И Т Е Р А Т У Р А
1. Ассанович М.А. // Психиатрия, психотерапия и клиническая психология. - 2014. - №2 (16). -С.9-18.
2. Крюкова Т.Л. Методы изучения совладающего поведения: три копинг-шкалы. - Кострома, 2010. -64 с.
3. Луговская А.А. // Журнал Гродненского государственного медицинского университета. - 2017. -№1. - С.42-47.
4. Луговская А.А. // Психиатрия, психотерапия и клиническая психология. - 2017. - №2. - С.207-215.
5. Фер Р.М. Психометрика: Введение / Р.М. Фер, В.Р. Бакарак. - Челябинск, 2010. - 445 с.
6. Baghaei P. // Rasch Measurement Transactions. -2008. - Vol.22. - P.1145-1146.
7. Boone, W.J. Rasch Analysis in the Human Sciens-es / W.J. Boone, J.R. Staver, M.S. Yale. - New York, 2014. - 482 p.
8. Hambleton, R.K. Fundamentals of item response theory / R.K. Hambleton, H. Swaminathan, H.J. Rogers. - London, 1991. - 175 p.
9. Wright B.D. // Rasch Measurement Transactions. -2006. - Vol.9, N4. - P.472.
Поступила 15.08.2017 г.
у Продолжается подписка на журнал «Медицинские новости» на I квартал 2018 г.
• Индексы журнала в каталоге РУП «Белпочта» и РУП «Белсоюзпечать»: 74954 - для индивидуальных подписчиков; 749542 - для организаций.
Подписка осуществляется с любого ближайшего подписного месяца Подписка на электронную версию журнала на сайте тес1п0У05й.Ьу
