CC BY
124
УДК 616.S9 ББК Ю948
ХАРАКТЕРИСТИКА ДИСКРИМИНАТИВНОЙ СПОСОБНОСТИ МЕТОДИКИ ММРІ ПРИ РЕШЕНИИ ЗАДАЧ ДИФФЕРЕНЦИАЛЬНОЙ ДИАГНОСТИКИ СОМАТОФОРМНЫХ РАССТРОЙСТВ
Т.В. Брябрина, М.А. Беребин
Статья посвящена изучению соматоформного расстройства и проблеме его дифференциальной диагностики с невротическими расстройствами и нормой. Исследование проведено на материалах теста ММР1, выполненного на 140 испытуемых. Изучены дифференциально-диагностические возможности теста ММР1 посредством анализа усредненного профиля и математикостатистического анализа.
Ключевые слова: соматоформные расстройства, невротические расстройства, тест ММР1, дифференциальная диагностика, математико-статистический анализ.
Современное состояние медицинской психодиагностики характеризуется стремлением решить одну из своих ведущих задач: разработать строгие психометрические критерии дифференциации психических расстройств, и, прежде всего, пограничных психических расстройств. Важность этой задачи обуславливается увеличением в популяции частоты встречаемости невротических, сома-тоформных и связанных со стрессом расстройств (класс F4 по Международной классификации болезней 10-го пересмотра -МКБ-10). При этих заболеваниях отмечается широкая вариабельность клинической картины, ее патоморфоз и существенное влияние на качество работоспособности лиц молодого (трудоспособного) возраста [4, 7, 8, 17 ]. Соматоформные расстройства занимают ведущее по частоте встречаемости место среди всех психогенных заболеваний [2, 5, 9, 12 и др. ]. Пациенты с соматоформными расстройствами относятся к категории диагностически «трудных пациентов» в силу существенной «размытости» как клинической картины, так и клинических критериев диагностики заболевания. Критерии диагностики самого расстройства являются в большей степени результатом консенсуального мнения специалистов, чем результатом обобщения эмпирических клинических исследований.
В медицинской психодиагностике тест MMPI (Минесотский Многоаспектный Личностный Опросник - Minnesota Multiphasic Personality Inventory) остается одним из веду-
щих инструментариев, он используется по многим направлениям психологических исследований и во многих отраслях практики для решения разных задач [1, 3, 15, 21]. Однако до сих пор использование этого теста сопровождается множеством споров. Вызывает неоднозначные оценки сама процедура создания теста; до конца не решен вопрос о том, какую именно психологическую реальность измеряет ММРІ; не решен вопрос о достоверности психометрических показателей валидности, репрезентативности и норм теста, полученных при ранних вариантах реадаптации теста (в том числе и на русскоязычной популяции); нет указаний на обновление его норм. На результаты сильное влияние оказывают многие характеристики испытуемых (возраст, пол, образование, отношение к процедуре тестирования и некоторые другие переменные [3, 6, 10, 20]).
На сегодняшний день использование этого теста можно сравнить с клиническим методом исследования по нестандартизованным методикам либо с использованием проективного теста, поскольку в индивидуальной работе для интерпретации результатов психолог больше опирается не на стандартные нормы, сколько на свой опыт [3]. По всей видимости, полученные с помощью ММРІ данные указывают на некий факт, но его интерпретация и понимание полностью зависят от субъекта-психолога. Тест ММРІ, как и любой другой клинический метод, - это неизбежное изобретательство, это порождение психологом определенных домыслов [20].
К тесту ММР1 до сих пор остается противоречивое отношение - от полного принятия до полного отрицания его диагностических возможностей. Наибольший интерес вызывает анализ и проверка шкал теста [6]. Как правило, при проверке существующих шкал ММР1 большинство исследователей идет традиционным способом - путем расчета корреляций между ответами на вопросы и суммарным баллом по шкале либо построением факторноаналитических моделей (реже - дисперсионных, кластерных и иных математикостатистических конструкций). Так, в исследованиях В.А. Дюка [6], А. Г. Шмелева [20] установлено, что очень многие пункты фактически не получают значимых корреляций со «своими» шкалами и тем самым для них «ключ» фактически не подтверждается. Поэтому можно утверждать, что распределение пунктов опросника по «ключам» шкал ММР1 на сегодняшний день либо следует считать устаревшим, либо не имеющим психометрических обоснований.
В этой ситуации факторно-аналитическое исследование пунктов ММР1 приобретает не только теоретическую, но и практическую значимость. Знание о том, какие факторы на самом деле «работают» в тесте ММР1, каким образом реально структурируются пункты этого теста при факторно-аналитическом исследовании, является очень важным дня понимания сущности «работы» личностных вопросников при изучении самооценочного восприятия психического статуса испытуемых.
Имеющиеся в литературе данные о факторной структуре ММР1 весьма неоднозначны. В упоминавшемся выше исследовании
А.Г. Шмелева [2002] при факторном анализе пунктов ММР1 выделено несколько факторов. На первое место (4,1%) вышел весьма специфичный именно для ММР1 фактор, максимальные нагрузки на который имеют пункты, явно отражающие тенденцию «социальной желательности» тех или иных ответов испытуемых.
Кроме того, почти треть пунктов опросника являются явно «симптоматическими» (откровенно указывающими на определенные медицинские симптомы). Понятно, что в ситуации экспертизы испытуемый даже с минимально развитой рефлексией легко может уйти от откровенного выполнения этого теста, и профиль получится явно сфальсифицированным, а в факторно-аналитической модели это проявляется весомыми «нагрузками» этих пунктов в отдельном факторе (при том, что в
диагностическом алгоритме методики эти пункты отнесены к разным шкалам). Аналогичные данные получены А.Ю. Мягковым [10] в отношении шкалы Ь («лжи»), не подтвердившие показателей ее надежности и валидности.
Обращает на себя внимание исследование прогноза психической адаптации у студентов и курсантов военно-учебных заведений, выполненное В.А. Дюком [6] на материале анализа исходных и шкальных показателей психологического тестирования по методике ММР1. Исследование проводилось посредством расчета показателей распределения и создания математических моделей с помощью пакетов статистических программ. Применение принципа «внешнего критерия» позволило выделить кластеры испытуемых с низкой, средней и высокой психической адаптивностью. В частности, при дисперсионном анализе «сырых» показателей базисных шкал ММР1 у лиц с высокой и низкой психической адаптивностью выявлены достоверные (р<0,01) различия по всем шкалам, кроме шкалы «Ну» («истерия», «эмоциональная лабильность»). Корреляционный анализ выявил сильные линейные зависимости между отдельными шкалами, причем более «сильные» корреляции между шкалами и более жестко организованная корреляционная «плеяда» выявляются у лиц с низкой психической адаптивностью [6].
Однако в современных публикациях очень редко упоминается проведение такого рода обработки первичных («сырых») и стандартизованных данных. Исследователи, как правило, ограничиваются лишь традиционной трактовкой результатов в системе «ключей», шкал и реже определенных паттернов профиля и(или) в виде интерпретации «усредненных» профилей по группе испытуемых.
Вышеперечисленное обусловило выбор цели исследования - проведение оценки потенциала теста ММР1 для решения задачи дифференциальной диагностики (в частном случае - на результатах обследования групп испытуемых с невротическими и сомато-формными расстройствами).
Выборка. В исследовании принимали участие 140 человек в возрасте от 18 до 24 лет (средний возраст 20,5±1,6 года). Исследование испытуемых проводилось в трех группах:
- группа испытуемых с соматоформными расстройствами, численностью 50 человек, в том числе 19 мужчин и 31 женщина («группа № 1»);
- группа испытуемых с невротическими расстройствами, численностью 45 человек, в том числе 18 мужчин и 27 женщин («группа № 2»);
- группа испытуемых без выявленных
психических расстройств («здоровые»):
45 человек, в том числе 20 мужчин и 25 женщин («группа № 3»).
Критериями включения в вышеназванные группы были: наличие соответствующих клинико-анамнестических данных, определенных с помощью биографического метода; наличие в медицинской документации соответствующего верифицированного диагноза; отсутствие признаков органического поражения головного мозга. Исследование выполнялось в отделении медико-психологической и психотерапевтической помощи городской клинической больницы №2 г. Челябинска (МУЗ ГКБ №2 г. Челябинска).
Тестирование испытуемых проводилось с помощью компьютерного варианта теста ММР1-383, разработанного в лаборатории клинической психологии Санкт-Петербургского научно-исследовательского психоневрологического института им. В.М. Бехтерева [3].
Для изучения диагностических возможностей теста были последовательно использованы различные варианты математикостатистического анализа: анализ первичных статистик массива распределения стандартных Т-баллов; проведение математико-
статистического анализа Т-баллов (методы корреляционного, факторного эксплоративно-го, дисперсионного, дискриминантного анализов) [11, 16]. Расчеты производились с помощью пакета статистических программ Stat-graphics for Windows 4.0.
В описываемом исследовании фактически дублировалось применение традиционных описанных в литературе математических методов и их модификации [6, 20].
Анализ результатов
Анализ первичных статистик позволил определить средние значения всех шкал каждой из трех экспериментальных групп (табл. 1 и рис. 1) и построить усредненные профили для каждой группы. Однако ни линейный анализ, ни анализ паттернов не дают высокой информативности - среднеарифметические данные по шкальным оценкам в трех группах отличаются незначительно. Анализ общей конфигурации усредненных профилей позволяет отметить их достоверность у испытуемых всех трех групп, большую схожесть конфигурации профиля у испытуемых групп №1 и №3, более высокое расположение профиля у испытуемых группы №2. Но в то же время профиль здоровых испытуемых в меньшей степени соответствует критериям «пограничного» профиля, нежели профили пациентов с соматоформными и невротическими расстройствами. Все три усредненных профиля говорят о смешанном типе реагирования
Таблица 1
Средние арифметические значения показателей по шкалам для трех групп
Шкала Группа №1 Группа №2 Группа №3
«Лжи» (Ь) 47,8±7,71 45,4±7,71 45,5±8,26
«Достоверность» (Б) 67,8±11,15 73,3±13,89 69,0±12,27
«Коррекция» (К) 52,7±9,99 50,9±9,08 52,5±8,88
1 - «Невротический сверхконтроль» (Нб) 68,6±12,70 68,6±11,01 65,6±12,34
2 - «Пессимистичность» (Б) 63,8±13,06 70,7±15,95 66,0±17,12
3 - «Эмоциональная лабильность» (Ну) 66,8±10,53 67,6±10,83 62,3±11,34
4 - «Импульсивность» (Рф 62,0±11,66 69,7±13,49 66,2±12,01
5 - «Мужественность - женственность» (М) 58,2±8,82 53,1±8,10 59,6±9,70
6 - «Ригидность» (Ра) 60,1±11,53 63,8±11,28 59,9±12,10
7 - «Тревожность» (Р^ 67,6±11,58 70,2±12,11 68,8±13,95
8 - «Индивидуалистичность» (8с) 68,6±14,23 75,2±15,82 73,1±15,91
9 - «Оптимистичность» (Ма) 67,4±9,33 68,4±12,38 66,2±10,79
0 - «Социальная интроверсия» (81) 54,1±10,11 59,0±12,42 56,1±11,75
80
5 40
ю
і
*“ 30-------------------------------
20--------------------------------
10--------------------------------
о н і і і і і і і і і і і і
І. Р К 1 234567890
Шкала
Рис. 1. Усредненные профили трех групп
■ -♦ ■ группа № 1 —1■— группа № 2 ----+— группа № 3
большинства испытуемых (по классификации Л.Н. Собчик)1.
В связи с этим можно утверждать, что с помощью анализа усредненных групповых профилей теста MMPI не представляется возможным достоверно дифференцировать пациентов с соматоформными расстройствами, с невротическими расстройствами и здоровых друг от друга.
Классические рекомендации по интерпретации данных теста [18] определяют, что шкалы не являются в чистом виде количественными признаками и каждый диапазон значений той или иной шкалы (а также особенности их сочетаний) требует использования своего собственного тезауруса психодиагностических терминов при интерпретации профиля в целом. Однако такие диапазоны (и как следствие - состав тезаурусов свойств лично -сти) несколько условны, а стоящие за ними
обобщенные психологические реальности формулируются психологом произвольно, в основном - в зависимости от его опыта работы с тестом.
Результаты выполненного исследования свидетельствуют, что многомерная характеристика испытуемых с соматоформными расстройствами (в принятых в литературе по применению теста ММРІ терминах оценки профиля в целом - «высота», «наклон», «пики» и т.п.) занимает в некотором роде «промежуточное» положение между аналогичными характеристиками испытуемых с невротическими расстройствами и здоровых лиц.
Результаты дисперсионного анализа свидетельствуют о наличии достоверных различий показателей испытуемых всех трех групп (табл. 2). Такие различия (по значениям критерия Б) отмечаются по шкалам «Мужественность-женственность» (М£ р<0,01), «Им-
Таблица 2
Результаты однофакторного дисперсионного анализа показателей профиля ММР
испытуемых трех групп
Шкала Ь Р К 1 2 3 4 5 6 7 8 9 0
Критерий Б 1,385 2,499 0,548 0,986 2,474 3,196 4,678 6,63 1,633 0,542 2,324 0,436 2,133
Значи- мость 0,254 0,086 0,579 0,376 0,088 0,044 0,011 0,002 0,199 0,583 0,102 0,648 0,122
1 Следует также отметить, что клиническая интерпретация профиля зависит от пола испытуемого и, как следствие, дискордантности значений по шкале 5 (Мі). В настоящем исследовании этот факт был учтен при пересчете усредненных значений испытуемых мужского и женского пола и представлении с помощью «мужского» варианта бланка профиля ММРІ. Интерпретация усредненных таким образом значений шкалы 5 в усредненных профилях групп также не обнаруживает никакой информативности.
пульсивность» (Р^ р<0,01) и «Эмоциональная лабильность» (Ну, р<0,05). Для определения межгрупповых различий была выполнена процедура множественных попарных сравнений (критерий Ь8Б, по методу Шефе).
Получены статистически достоверные различия дисперсий показателей в группах:
• Между среднегрупповыми значениями в группах № 1 и №2 по шкалам «Достоверность» (Б), «Пессимистичность» (Б), «Импульсивность» (Рф, «Индивидуалистичность» (8с) и «Социальная интроверсия» (81) (р<0,05). Отметим, что усредненные значения у больных с невротическими расстройствами выше, чем у больных с соматоформными расстройствами. В целом это свидетельствует о меньшем уровне дисгармоничности личности у пациентов с соматоформными расстройствами.
• Между среднегрупповыми значениями в группах №1 и №3, а также в группах №2 и №3 по шкале «Эмоциональная лабильность» (Ну, р<0,05) эти показатели выше у пациентов обеих клинических групп. Полученные данные свидетельствуют о большей выраженности черт невротической истероидной личности либо невротического истероидного типа реагирования у пациентов с невротическими и соматоформными расстройствами.
Между среднегрупповыми данными в группах №1 и №3, с одной стороны, и данными в группе №2, с другой, выявлены различия по шкале «Мужественность-женственность» (М£, р<0,05). При этом средние значения по этой шкале у больных с соматоформными расстройствами и у здоровых достоверно вы-
ше, чем у больных неврозами. На наш взгляд, эти данные требуют дополнительного изучения в соответствии с примечанием 1.
Однако полученные данные дисперсионного анализа также недостаточно однозначны и указывают лишь на общие тенденции, что не позволяет выделить очевидные дифференциально-диагностические возможности теста ММР1 на основе оценки выраженности показателей шкал опросника. Можно отметить достаточное сходство психологического профиля ММР1 у пациентов с соматофорными расстройствами и здоровых лиц. Это предполагает наличие большей гармоничности личностной структуры при соматоформных расстройствах по сравнению с характеристиками структуры личности больных невротическими расстройствами.
По данным корреляционного анализа базисных шкал для каждой группы были построены корреляционные плеяды, включающие в себя констелляции взаимосвязанных шкал ММР1 с только сильными и высоко значимыми значениями коэффициентов корреляции Пирсона (табл. 3, 4, 5 и рис. 2, 3, 4).
Анализ корреляционных плеяд указывает на схожесть взаимосвязи личностных особенностей пациентов с соматоформными и невротическими расстройствами, во-первых, и существенное отличие констелляции личностных особенностей здоровых испытуемых, во-вторых. Однако и материалы корреляционного анализа не позволяют определить информативные дифференциально-диагностические критерии, а в большей степени указы-
Таблица 3
Корреляционная матрица значений коэффициентов корреляции Пирсона для шкал методики ММР1 у испытуемых группы №1
Шка- ла Ь К 1 2 3 4 5 6 7 8 9 0
Ь 1 -0,36** 0,46** 0,12 0,11 0,17 -0,25 0,02 -0,09 -0,26 -0,3* -0,37** -0,15
1 -0,52** 0,20 0,22 0,17 0,45** 0,23 0,61** 0,54** 0,72** 0,43** 0,37**
К 1 0,13 -0,13 0,20 -0,14 -0,09 -0,31* -0,27 -0,21 -0,27 *8 0, 1
1 1 0,59** 0,84** 0,17 0,28 0,31* 0,59** 0,48** 0,052 0,15
2 1 0,67** 0,52** 0,45** 0,52** 0,75** 0,53** -0,23 0,47**
3 1 0,26 0,24 0,40** 0,61** 0,5** 0,045 0,03
4 1 0,53** 0,58** 0,54** 0,65** 0,16 0,23
5 1 0,44** 0,52** 0,47** 0,046 0,2
6 1 0,62** 0,72** 0,2 0,4 **
7 1 0,78 ** 0,09 0,42**
8 1 0,3* 0,37**
9 1 -0,19
0 1
* Корреляция значима на уровне р< 0,05. ** Корреляция значима на уровне р< 0,01.
Таблица 4
Корреляционная матрица значений коэффициентов корреляции Пирсона для шкал методики ММР1 у испытуемых группы №2
Шка- ла Ь К 1 2 3 4 5 6 7 8 9 0
Ь 1 -0,25 0,45** 0,29 0,10 0,12 -0,12 -0,19 -0,12 -0,03 -0,22 -0,46** 0,09
1 -0,67** 0,09 0,38** 0,31* 0,54** 0,06 0,77** 0,65** 0,8** 0,42** 0,38*
К 1 -0,02 -0,5** -0,24 -0,37* 0,055 *7 ЧО 0, 1 -0,49** 1 , * -0,33* *4 тг 0, 1
1 1 0,43** 0,77** 0,22 0,13 0,25 0,38** 0,26 -0,02 0,16
2 1 0,57** 0,44** 0,13 0,49** 0,78** 0,60** -0,16 0,70**
3 1 0,32* 0,19 0,39** 0,49** 0,42** 0,18 0,24
4 1 0,187 0,62** 0,52** 0,62** 0,21 0,30*
5 1 0,14 0,07 0,23 0,25 -0,23
6 1 0,63** 0,67** 0,36* 0,33*
7 1 0,80** 0,160 0,64**
8 1 0,38** 0,50**
9 1 -0,31*
0 1
* Корреляция значима на уровне р<0,05.
** Корреляция значима на уровне р<0,01.
Таблица 5
Корреляционная матрица значений коэффициентов корреляции Пирсона для шкал методики ММР1 у испытуемых группы №3
Шкала Ь К 1 2 3 4 5 6 7 8 9 0
Ь 1 -0,28 0,55** -0,08 -0,04 -0,12 -0,10 -0,08 -0,26 -0,17 -0,24 -0,07 -0,28
1 -0,58** 0,33* 0,43** 0,41** 0,51** 0,06 0,69** 0,59** 0,65** 0,42** 0,39**
К 1 -0,1 -0,27 -0,04 -0,04 0,07 -0,4** -0,31* -0,29 -0,18 -0,47**
1 1 0,72** 0,82** 0,61** 0,01 0,47** 0,56** 0,67** 0,1 0,36*
2 1 0,61** 0,53** -0,04 0,41** 0,85** 0,73** -0,14 0,76**
3 1 0,74** 0,27 0,53** 0,58** 0,69** 0,22 0,25
4 1 0,28 0,64** 0,58** 0,71** 0,29 0,25
5 1 0,01 0,21 0,23 0,19 -0,07
6 1 0,50** 0,61** 0,43** 0,18
7 1 0,83** 0,03 0,71**
8 1 0,250 0,56**
9 1 -0,31*
0 1
* Корреляция значима на уровне р<0,05.
** Корреляция значима на уровне р<0,01.
вает на взаимосвязанность проявлений тех или иных личностных особенностей.
Так, количество и состав взаимосвязанных шкал ММР1 у испытуемых групп № 1 и № 2 имеет очевидное сходство (за исключением вовлеченности шкал «Ригидность» и «Индивидуалистичность» в плотную корреляционную плеяду при соматофорных расстройствах и шкал «Ригидность» и «Достоверность» - при невротических расстройствах). При этом у здоровых испытуемых картина связей существенно отличается - и количество связей существенно больше, однако состав взаимосвязанных шкал аналогичен составу корреляционных плеяд больных двух других групп.
В работе В.А. Дюка [6] были описаны корреляционные плеяды, демонстрирующие существенное отличие рисунков у испытуемых с низким и высоким уровнями адаптивности, проявляющееся в увеличении количества связей и упрочении шкальной конструкции при психической дезадаптации личности. Полученные нами данные напротив характеризуются увеличением количества сильных связей в группе здоровых. Во-первых, выявленные особенности корреляционных связей могут объясняться клиническими особенностями выборок испытуемых. Исследование абитуриентов и курсантов военных училищ в ситуации отбора в вуз и экспертизы в процессе обучения предполагает большую выражен-
Рис. 2. Схема корреляционных взаимосвязей шкальных показателей методики ММР1 в группе пациентов с соматоформными расстройствами
Рис. 3. Схема корреляционных взаимосвязей шкальных показателей методики ММР1 в группе пациентов с невротическим расстройствами
Рис. 4. Схема корреляционных взаимосвязей шкальных показателей методики ММР1 в группе здоровых лиц
ность у них феномена «социальной желательности» и диссимулятивных тенденций. В то же время испытуемые, обследованные нами в клинических условиях, характеризуются
большей открытостью в ситуации тестирования, обусловленной в том числе и «диагно-стико-терапевтическим» характером исследования, предполагающим большую заинтересованность испытуемых в получении достоверных результатов тестирования. Такого рода существенные различия в характере отношения к обследованию и тестированию оказывают, на наш взгляд, и существенное влияние на качество получаемых результатов в том и другом случае.
Факторный анализ результатов шкальных значений профилей испытуемых трех групп проводился по методу выделения главных компонент с последующей процедурой варимакс-вращения с нормализацией по критерию Кайзера, предусматривающего ограничение числа факторов по числу компонент с собственными значениями более 1 (табл. 6).
Содержательная интерпретация выделенных факторов на основе оценки образующих их комбинаций шкал приведена в табл. 7. Формулирование наименований факторов выполнялось на основе содержательной интерпретации совокупностей названий шкал и приняты в клинической психодиагностике принципов оценки профиля при конкордант-ности - дискордантности направленности отдельных пар шкал методики ММР1.
Выявленные с помощью факторного анализа особенности структуры взаимосвязанности шкальных показателей ММР1 у испытуемых каждой группы не позволяют выделить какие-либо специфические констелляции шкал у больных и у здоровых испытуемых. Также существенно отличаются факторные структуры и у пациентов с невротическими и с соматоформными расстройствами. Данные факторного анализа отражают по нашему мнению лишь одну характеристику показателей ММР1 у лиц с невротическими расстройствами - факторная структура шкальных дан-
Таблица 6
Состав и численность факторов образованных шкальными показателями методики ММР1 в группах обследованных больных и здоровых лиц
Шкала Г руппа №1 Г руппа №2 Г руппа №3
Выделенные факто| эы Выделенные факторы Выделенные факто| эы
1 2 3 4 1 2 3 1 2 3 4
Ь 0,161 -0,051 -0,677 -0,300 -0,337 0,492 -0,498 0,006 -0,757 -0,047 -0,207
Р 0,208 0,369 0,644 0,385 0,867 -0,018 0,180 0,486 0,565 0,458 -0,084
К 0,147 -0,044 -0,425 -0,787 -0,828 0,185 -0,044 -0,085 -0,889 -0,120 0,164
И* 0,934 0,079 -0,001 -0,017 0,114 0,884 0,009 0,851 -0,074 0,100 -0,080
Б 0,644 0,495 -0,276 0,359 0,656 0,497 -0,349 0,896 0,190 -0,251 -0,166
Ну 0,934 0,181 -0,027 -0,125 0,343 0,800 0,121 0,835 -0,081 0,256 0,207
ра 0,088 0,860 0,183 0,077 0,646 0,230 0,145 0,769 -0,015 0,375 0,216
Mf 0,111 0,819 -0,083 0,006 0,021 0,342 0,611 0,112 0,020 0,076 0,955
Ра 0,341 0,635 0,251 0,291 0,810 0,169 0,178 0,549 0,321 0,607 -0,139
Р1 0,628 0,533 0,193 0,343 0,809 0,365 -0,147 0,839 0,345 -0,108 0,104
8е 0,489 0,616 0,425 0,215 0,864 0,222 0,150 0,846 0,299 0,164 0,140
Ма 0,038 0,044 0,865 -0,216 0,329 -0,106 0,799 0,028 0,097 0,871 0,123
8І 0,130 0,196 -0,101 0,897 0,627 0,121 -0,657 0,582 0,536 -0,502 -0,130
Прим. Вращение сошлось за 5 итераций Вращение сошлось за 7 итераций Вращение сошлось за 9 итераций
Таблица 7
Факторная структура шкальных комбинаций результатов исследования по методике ММРІ пациентов трех обследованных групп
№ фактора Группа №1 Г руппа №2 Г руппа №3
1 «Соматизированная невротическая тревога» «Психотическая тревожная напряженность и импульсивность» «Информативность клинических шкал »
2 «Гендерно-специфическая ригидная напряженность» «Конверсионность симптоматики» «Информативность оценочных шкал»
3 «Аффективная гипертимная напряженность» «Экстравертированная активность» «Ригидная активность»
4 «Социальная установка» «Гендерная специфичность информативности»
ных в многомерном пространстве базисных шкал этой методики имеет более простую структуру логично распадающуюся на шкалы, формирующие тревожно-психотический и конверсионно-невротический характер реагирования испытуемых в сочетании с гипертим-ной экстравертированностью поведения.
Полученные нами данные совпадают с описываемыми в литературе: чем более сохранным является личностный потенциал испытуемого, тем больше вероятность влияния фактора социальной желательности на результаты тестирования [6, 10, 20].
Дискриминантный анализ, который бы мог позволить найти переменную классифицирующую испытуемых на группы, дал следующие результаты.
При проведении расчетов было отмечено, что информативность выделенной канонической функции дискриминантного анализа недостаточно высока (550,71 %). Таким образом, дискриминантный анализ подобного рода данных не позволяет выделить математически
корректные «решающие правила» для классификации, т.е. правила, позволяющие по значениям дискриминантных переменных (Т-баллы) отнести с определенной вероятностью каждого испытуемого к одной из групп. Кроме того, полученные результаты математико-статистического анализа данных ММРІ не позволяют хорошо различить классы испытуемых (фактически - не позволяют решить основную задачу дискриминантного анализа -получение «разделяющих поверхностей» и правил междугруппового различения испытуемых). Точно так же нельзя отнести каждого испытуемого к одному из классов, исходя только из значений дискриминантных переменных.
Полученные результаты заставляют отойти от анализа стандартных оценок и задуматься над исходными результатами тестирования
- ответами испытуемых на вопросы теста. На преимущественный более информативный анализ пунктов указывают и данные Шмелева А.Г. по кластерному анализу [20].
Анализ дифференциально-диагности-
ческих возможностей теста ММР1 свидетельствует о недостаточной и в то же время вариативной информативности результатов применения традиционных методов математико-статистической обработки данных. Среди использовавшихся методов анализа более информационно ценными оказались дисперсионный корреляционный и факторный анализ стандартных Т-данных в группах испытуемых. Эти виды анализа данных предполагают необходимость конкретизации психодиагностической информации для целей психотерапии и психологической коррекции больных с нервными и соматоформными расстройствами, а также для целей профилактической работы со здоровым контингентом. Однако ни один из приведенных выше методов анализа данных не позволяет получить четкие и однозначные критерии для дифференциальной диагностики испытуемых с со-матоформными и невротическими расстройствами. Они лишь более четко позволяют отметить отличия здоровых испытуемых.
Следует отметить и тот факт, что критерий состояния здоровья, использованный для разграничения испытуемых в настоящем исследовании, на самом деле не является достаточной информационной переменной. И дальнейшие исследования можно проводить с учетом расширения критериев дифференцирующих группы (например, пол, возраст и т.п.) что может расширить представление о возможностях теста ММР1.
Большую информационную ценность для диагностической работы может представлять анализ частотного распределения ответов на вопросы теста ММР1 в различных группах испытуемых. Такой анализ может выявить вопросы теста, имеющие наибольший вес в дифференциально-диагностическом потен-
циале теста ММР1.
В дальнейшем предполагается проведение дополнительных эпидемиологических популяционных и когортных клиникопсихологических и экспериментальных исследований для углубления представлений о психометрических и математико-статистических основаниях применения теста ММР1 для целей дифференциальной диагностики других пограничных расстройств. Также требует уточнения влияние фактора гендерности на результаты тестирования по ММР1 различных групп больных.
Литература
1. Анастази, А. Психологическое тестирование / А. Анастази, С. Урбина. - СПб.: Питер, 2001. - 688 с.
2. Антропов, Ю. Ф. Лечение детей с пси-
хосоматическими расстройствами / Ю.Ф. Антропов, Ю.С. Шевченко. - СПб.:
Речь, 2002. - 560 с.
3. Вассерман, Л.И. Медицинская психодиагностика: Теория, практика и обучение / Л.И. Вассерман, О.Ю. Щелкова. - СПб.; М. : Академия, 2003. - 736 с.
4. Великанова, Л.П. Динамические соотношения неврозов и психосоматических расстройств / Л.П. Великанова // Социальная и клиническая психиатрия. - 2006. - Т.16. -Ч. 2. - № 1. - С. 95-101.
5. Гиндикин, В.Я. Справочник: соматогенные и соматоформные психические расстройства / В.Я. Гиндикин. - М.: Триада-Х, 2000. - 256 с.
6. Дюк, В.А. Компьютерная психодиагностика / В.А. Дюк. - СПб.: Братство, 1994. -364 с.
7. Иванов, С.В. Органные неврозы: аспекты психосоматических соотношений и клинической гетерогенности / С.В. Иванов // Социальная и клиническая психиатрия. -2002. - Т. 12. - № 1. - С. 10-17.
8. Исаев, Д.Н. Эмоциональный стресс, психосоматические и соматопсихические рас-стройствау детей/Д.Н. Исаев. - СПб.: Речь, 2005. - 400 с.
9. Лебедев, М.А. Прогностическое значение преневротических нарушений у лиц молодого возраста /М.А. Лебедев, С.Ю. Платонов // Российский медицинский журнал. -1999. - № 3. - С. 24.
10. Мягков, А.Ю. Шкалы лжи из опросника ММР1: опыт экспериментальной вали-дизации / А.Ю. Мягков // Социс. - 2002. - №7.
- С. 117-130.
11. Наследов, А.Д. Математические методы психологического исследования. Анализ и интерпретация данных / А.Д. Наследов.
- СПб: Речь, 2004. - 392 с.
12. Натаров, В.И. Нервно-психическое
напряжение и психопрофилактика состояний здоровья студентов / В.И. Натаров,
Т.А. Немчин // Психологический журнал. -1988. - Т. 9. - № 3. - С. 87.
13. Психогенные соматические расстройства: пособие для врачей / Г.И. Дереча,
В.А. Дереча, Р.С. Егоров, О.Н. Хромушин. -Оренбург, 2005. - 102 с.
14. Психологическая диагностика и новые информационные технологии / Л.И. Вассерман, В.А. Дюк, Б. В. Иовлев, К.Р. Червинская. - СПб., 1997. - 203 с.
15. Сандберг, Н. Клиническая психология / Н. Сандберг, А. Уайнбергер, Дж. Таплин. -СПб.: Прайм-Еврознак, 2005. - С. 90-119.
16. Сидоренко, Е.В. Методы математической обработки в психологии / Е.В. Сидоренко. - СПб. : Речь, 2003. - 350 с. Органные неврозы как психосоматическая проблема / А.Б. Смулевич, А.Л. Сыркин,
С.И. Рапопорт и др. // Журнал неврологии и психиатрии им. С. С. Корсакова. - 2000. -№ 12. - С. 4-12.
17. Собчик, Л.Н. Стандартизированный многофакторный метод исследования личности СМИЛ/Л.Н. Собчик. - СПб. : Речь, 2000. - 219 с.
18. Современное состояние проблемы
соматоформных расстройств / Б.В. Михайлов, И.Н. Сарвир, А. С. Баженов, В.С. Филык // Новости харьковской психиатрии. - Харьков, 2002. http://www.psychiatry.ua/articles/
paper021.htm.
19. Шмелев, А.Г. Психодиагностика личностных черт /А.Г. Шмелев. - СПб.: Речь, 2002. - 480 с.
20. Domino, G. Psychological testing. An introduction / G. Domino, M. Domino. - Cambridge University Press, 2006. - C. 161-196.
Поступила в редакцию 17 октября 2009 г.
Брябрина Татьяна Викторовна. Старший преподаватель кафедры клинической психологии Южно-Уральского государственного университета:
t_brj abrina@mail.ru.
Bryabrina Tatyana Viktorovna. Assistant of professor Department of Clinical Psychology South Ural State University: t_brjabrina@ mail.ru.
