Гендерная инвариантность аффективной дисрегуляции у суицидентов, переживающих безнадежность Текст научной статьи по специальности «Психологические науки»

Суицидология и аддиктология

ГЕНДЕРНАЯ ИНВАРИАНТНОСТЬ АФФЕКТИВНОЙ ДИСРЕГУЛЯЦИИ У СУИЦИДЕНТОВ, ПЕРЕЖИВАЮЩИХ БЕЗНАДЕЖНОСТЬ

А.А. Мидько, В.А. Розанов

Одесский национальный университет им.И.И.Мечникова Институт последипломного образования, Одесса, Украина

E-mail авторов: [email protected]

Гендерные различия распространённости завершённого суицида (ЗС) являются хорошо задокументированным феноменом в эпидемиологических исследованиях суицидального поведения, имеющим прямое отношение к проблеме превенции суицидов [1]. Склонность к переживанию чувства безнадежности (ЧБ) является одним из мощных предикторов суицидальности, что также является подтвержденным фактом. Связь этих двух феноменов недостаточно ясна, хотя установлено, что ЧБ негативно связано с опосредованием личностными переменными гендерных различий в суицидальном поведении [2]. С психопатологической точки зрения гендерные различия в эпидемиологии суицидального поведения связывают с трудностями в диагностике специфического «суицидального» подтипа депрессивного расстройства - т.н. «мужской депрессии» («МД») [3, 4]. Последнюю характеризуют низкая толерантность к стрессу, склонность к конфликтному поведению, низкий контроль над импульсами, склонность к развитию «химической» зависимости, наследственность, отягощённая депрессивными расстройствами, алкоголизмом и самоубийствами [1]. Вместе с тем, гендерные различия объясняются сильным влиянием ригидной приверженности мужчин к специфическим гендерно-ролевым установкам [5-7]. Также известно, что конструкт «мужская депрессия» связан с ЧБи, кроме того, в отношении женской выборки [8]. Более того, показано, что этот конструкт ассоциирован не столько с биологическим полом, сколько с гендерно-ролевыми установками [9].

Настоящее сообщение посвящено попытке тестирования гипотезы о гендерной инвариантности влияния аффекта гнева и склонности к насильственному поведению (как конструктов связанных с «мужской» депрессией) на тяжесть суицидального поведения (ТСП) у лиц совершивших суицидальную попытку (СП) и переживающих ЧБ. С этой целью нами были построены структурные модели для двух выборок: 1) включающей муж-чин-суицидентов переживающих ЧБ (n=118); 2) смешанной выборки, включающей как мужчин,

так и женщин, совершивших суицидальную попытку и переживающих ЧБ (Nmale=118; Nfemale=103). Обе модели включали в себя латентную переменную «Ригидная Адаптация» (РА), которая определялась посредством четырех манифестных переменных (являющихся модераторами влияния ФБ на ТСП [10]): общая оценка функционирования (ООФ, шкала V диагностической системы DSM-IV-R), диагноз «химическая зависимость» (F1), фасетки «Действия» и «Ценно-сти»пятифакторной модели личности BigFive. Латентная переменная выступала в качестве частичного медиатора влияния независимых переменных на критериальную переменную. Независимыми переменными служили показатели гневного темперамента (ГТ) и реактивной гневливости (РГ) Шкалы характеристик гнева Спилбергера, а также показатель риска насильственных действий (РНД, Шкала риска насильственных действий Плутчика). В качестве критериальной переменной использовалась тяжесть суицидальной попытки (ТСП). Степень соответствия моделей экспериментальным данным описывалась интегральным показателем RMSEA (Root mean square error of approximation) - квадратичной усредненной ошибкой аппроксимации. Этот показатель принимает значения от 0 до 1,но модель не рекомендуется рассматривать при RMSEA> 0,100 [11]. Также отношение X к числу степеней свободы df не должно превышать 2 [12]. Если уровень статистической значимости критерия X составляет p>0,05, принято считать, что модель адекватно описывает имеющиеся данные [13].

Модель, описывающая взаимодействие переменных в группе «безнадежных» мужчин имела следующие интегральные показатели: X =12,677 (<f=13, p=0,473), RMSEA=0,000. Как видно, полученная модель аффективной дисрегуляции у «безнадежных» суицидентов мужского пола описывает эмпирические данные исключительно точно (RMSEA=0,000). Из модели следует, что переменные РГ, ГТ и РНД оказывают на риск тяжелой су-ициальной попытки (СП) как прямое, так и опосредованное (через латентную переменную РА) влияние. Опосредованное влияние, реализуемое через переменную РА, негативно связано с риском тяжелой СП. Прямое и позитивное влияние на риск тяжелой суицидальной попытки оказывает только показатель РГ. Переменные ГТ и РНД оказывают негативное влияние на риск тяжелой попытки, усиливающееся опосредованием латентной переменной. Предикторы, негативно влияющие на ТСП (ГТ и РНД), снижают выраженность ЛП РА, повышая риск тяжелой попытки. Подобные причинно-следственные связи в исследуемой выборке

18

Тюменский медицинский журнал № 1, 2013

Суицидология и аддиктология

мужчин можно охарактеризовать как парадоксальные и отражающие, по-видимому, повышенный риск именно тяжелых СП в этой группе. Максимальную факторную нагрузку (0,82) для латентной ЛП РА обнаруживает индикатор «Ценности», фасетка фактора Открытость опыту. Как было показано нами ранее, переживающие ЧБ суициденты отличаются от общей массы суицидентов, прежде всего, заниженными значениями метафактора Пластичность, частью которого является фактор Открытость опыту [14]. Таким образом, именно этот личностный показатель оказывается ключевым в регуляции влияния аффекта гнева на тяжесть суицидальной попытки.

Альтернативная модель, построенная для смешанной выборки суицидентов, переживающих безнадежность, т.е. без учета гендерного фактора, показала некоторое снижение уровня адекватности по сравнению с предыдущей моделью: /=16,451 (df=13, p=0,226), RMSEA=0,042. Тем не менее, уровень значимости её остался, как мы видим, вполне приемлемым. Важно также то, что попытки приложения первой моделик выборкам мужчин и женщин, совершивших суицидальную попытку, но не переживавших ЧБ, оказались неудачными. Эти обстоятельства указывают на общность системных механизмов аффективной регуляции у суицидентов, переживающих ЧБ, вне зависимости от гендерной принадлежности. Такой вывод открывает новые перспективы для более специфических и «прицельных» подходов к вторичной превенции суицида среди совершивших суицидальную попытку, с учетом гендерного фактора и особенностей когнитивной и аффективной сфер.

Литература:

1. Захаров В.Е., Розанов В.А., Кривда Г.Ф., Жужуленко П.Н. Данные мониторинга суицидальных попыток и завершенных суицидов в г. Одессе // Суицидология. -2012. - № 4. - С. 3-10.

2. Мидько А.А. Феномен безнадежности и гендерный тип суицидальности в связи с факторно-аналитической структурой личности // ВКник Одеського нацюнального ушверсггету. Психолопя. - 2010. - Том 15. - Вып. 9. -

C. 71-84.

3. John L., Oliffe R.N., Melanie J. et al. Men, depression and masculinities: A review and recommendations // Journal of Men's Health. - 2008. - Vol. 5, № 3. - P. 194-202.

4. Rutz W., RihmerZ. Suicidality in men - practical issues, challenges, solutions // The Journal of Men's Health & Gender. - 2007. - Vol. 4, № 4. - P. 393-401.

5. Wilson M. Suicidal behavior: toward an explanation of differences in female and male rates // Suicide Life Threat Behav. - 1981. - Vol. 11, № 3. - P. 131-140.

6. Canetto S.S. Meanings of gender and suicidal behavior during adolescence // Suicide Life Threat. Behav. - 1997. -Vol. 27, № 4. - P. 339-51.

7. Houle J., Mishara B.L., Chagnon F. An empirical test of a mediation model of the impact of the traditional male gender role on suicidal behavior in men // J. Affect Disord. -

2008. - Vol. 107, № 1-3. - P. 37-43.

8. Innamorati M., Pompili M., Gonda X. et al. Psychometric properties of the Gotland Scale for Depression in Italian psychiatric inpatients and its utility in the prediction of suicide risk // Journal of Affective Disorders. - 2011. - Vol. 132, № 1-2. - P. 99-103.

9. Moller-Leimkuhler A-M., Yucel M. Male depression in females? // Journal of Affective Disorders. - 2010. - Vol. 121, № 1-2. - P. 22-29.

10. Актуальные проблемы суицидологии: Сборник научных статей. / Материалы Первой Международной научнопрактической конференции (26 октября 2012 года) // Под общей редакцией В.В. Сулицкого. — Горловка-Донецк, 2012. - 35 с.

11. Browne M.W., Cudeck R. Alternative ways of assessing model fit. In Bollen, K.A. & Long, J.S. [Eds.] Testing struc-turale quation models. Newbury Park, CA: Sage, 1993. - P. 136-162.

12. Митина О.В. Моделирование латентных изменений c помощью структурных уравнений // Экспериментальная психология. - 2008. - № 1. - C. 131-148.

13. Arbuckle J.L. IBM SPSS Amos 20 User's Guide. IBM Corporation, Armonk, NY, 2011.

14. Розанов В.А., Мидько А.А. Метафакторы BigFive и феномен безнадежности в предикции суицидальности // Суицидология. - 2012. - № 2. - С. 34-43.

ЗАВИСИМОЕ ПОВЕДЕНИЕ И СУИЦИДАЛЬНОЕ ПОВЕДЕНИЕ

Б.Ю. Приленский, А.В. Приленская Тюменская ГМА, г. Тюмень, Россия

Экзистенциальный кризис, переживаемый постсоветским обществом и поныне - привел к утрате прежних смыслов, мучительному поиску новых, дегуманизации, насаждаемой средствами массовой информации, стихии потребления с одной стороны, и безысходно низкий уровень жизни, с другой. Часто люди сами не знают того, чего они хотят, что думают или чувствуют. Они не понимают, что могут создать собственную судьбу внутренними усилиями. Они зависят от других в самоуважении и направленности [7]. Люди, ставшие жертвой процесса дегуманизации, постепенно утрачивают способность сочувствовать, сопереживать другим живым существам. Они блестяще овладевают мастерством рациональных построений и легко находят недостатки в мыслях и чувствах других людей [1].

Аддиктивные формы реагирования (в том числе - и суицидальные) являются деструктивным способом решения этих «проклятых» вопросов. Аддиктивное поведение в этом смысле можно рассматривать как планомерное, растянутое во време-

№ 1, 2013 Тюменский медицинский журнал

19