CC BY
53раздел i. общая психология
УДК 159.9.072.43
DOI: 10.18384/2310-7235-2021-1-6-19
сокращенная версия русскоязычной шкалы диспозиционной осознанности (camm) для подростков
Губанов А. В., Зотова Л. Э, Сидячева Н. В.
Московский государственный областной университет
141014, Московская обл., г. Мытищи, ул. Веры Волошиной, д. 24, Российская Федерация Аннотация
Цель. Сокращение шкалы диспозиционной осознанности (САММ) для русскоязычной выборки подростков и приведение её к однофакторной структуре.
Процедура и методы. Для психометрической проверки изучались корреляционные связи пунктов шкалы с тестом и анализировались показатели их надёжности. Проверка факторной структуры проводилась при помощи конфирматорного факторного анализа, а критериальной валидности - при помощи корреляционного анализа.
Результаты. Исследование показало, что сокращённая до 7 пунктов шкала соответствует однофакторной модели по критерию хи-квадрат и имеет хорошие показатели по индексам RMSEA, Pclose, GFI и CFI. Показатель альфа Кронбаха указывает на приемлемость шкалы из 7 пунктов по её психометрической надёжности. Корреляционный анализ с релевантными конструктами подтверждает критериальную валидность сокращённой шкалы. Теоретическая и/или практическая значимость. Сокращённая шкала диспозиционной осознанности может применяться в индивидуальной и групповой диагностике подростков.
Ключевые слова: диспозиционная осознанность, CAMM, сокращение шкалы, русскоязычная шкала осознанности для подростков
reduced version of dispositional mindfulness scale (самм) for teenagers in russia
A. Gubanov, L. Zotova, N. Sidyacheva
Moscow Region State University
24, Very Voloshinoy ul., Mytishchi, Moscow Region, 141014, Russian Federation Abstract
Aim. Reducing the scale of dispositional mindfulness (CAMM) for the Russian-speaking sample of adolescents and bringing it to a one-factor structure.
Methodology. For psychometric testing, the correlations between the items of the scale and the test were
© CC BY Губанов А. В., Зотова Л. Э., Сидячева Н. В., 2021.
w
studied and the indicators of their reliability were analyzed. The factor structure was checked using the confirmatory factor analysis, and the criterion validity was carried out using the correlation analysis. Results. The study showed that the scale, reduced to 7 items, corresponds to the one-factor model according to the chi-square test and performs well on the RMSEA, Pclose, GFI and CFI indices. Cronbach's alpha index points at the acceptability of a 7-items scale for its psychometric reliability. The correlation analysis with relevant constructs confirms the criterion validity of the reduced scale. Research Implications. The reduced scale of dispositional mindfulness can be used in individual and group diagnostics of adolescents
Keywords: dispositional mindfulness, CAMM, scale reduction, Russian-language mindfulness scale for adolescents
Введение
Осознанность как психологический феномен начала активно изучаться в зарубежной науке, когда вышли труды Д. Кабат-Зинна (J. Kabat-Zinn, 1994), М. Уильямса, З. Сигала и Д. Тисдейла (M. Williams, Z. Segal & J. Teasdale, 2002), направленные на популяризацию осознанности как медитативной практики снижения стресса [18; 23]. Практика осознанности «учит узнавать воспоминания и саморазрушительные мысли, как только они появляются», блокировать поток деструктивных эмоций, которые вызывают тревогу, стресс, депрессию, раздражительность и усталость [4, с. 23]. Обзор исследований по проблеме осознанности, проведённый Е. Томлинсоном и др., показал её связь с психологическим здоровьем личности [25].
В дальнейшем психологические исследования показали, что каждый человек изначально обладает в меньшей или большей степени тенденцией быть осознанным. Это свойство личности назвали диспозиционной осознанностью (Д. Кабат-Зинна, 2003; Э. Томлинсон, 2018; О. Юсаф, 2018; К. Гудолл, 2012; А. Тройновская, 2012; С. Дорогая, 2012).
Диспозиционная осознанность - это сложный конструкт, включающий в себя способность наблюдать и описывать свой опыт, осознанно действовать, фокусироваться на настоящем моменте, принимать свой опыт без осуждения и уметь отсрочивать эмоциональные реакции на жизненные события [4].
Единой операциональной дефиниции осознанности в психологической науке пока не существует, а структура изучаемого явления представлена от однофак-торной у К. Браун и Р. Райан (2003) до восьмифакторной у С. Бергоми (2014), что диктует необходимость внимательного отношения исследователей к теоретическому описанию конструкта осознанности при разработке практических мер воздействия и создания измерительного инструментария [7; 11].
Необходимо отметить, что постепенно фокус интереса исследователей расширился и наряду со взрослой аудиторией начинает изучаться проявление осознанности у подростков и детей (Зоогман, 2015) [26]. Осознанность изучается не только в клиническом аспекте и практике медитации детей и подростков (Берк, 2010; Чемберс, 2015; Ремпель 2012; Шонерт-Райхль, 2015; Ван Дам, 2018), но и как свойство личности. Диспозиционная осознанность связана с широким спектром эмоциональных, когнитивных и поведенческих характеристик тинэйдже-ров (Паллоцци, 2017) [19]. Отмечается, что диспозиционная осознанность является протективным фактором ментальных проблем в подростковом возрасте (Пеппинг, 2016) [20], значимой характеристикой, определяющей социальный климат подросткового коллектива [2; 24], имеет значимые отрицательные корреляционные связи с тревожностью, эмоциональными нарушениями, депрессивными симптомами, интернальными и экстер-
KU
нальными поведенческими симптомами [15], положительные - с жизнеспособностью [24], психологическим благополучием [5; 8; 11; 13], самосостраданием, конструктивными когнитивными стратегиями эмоциональной регуляции, позитивными эмоциями и состояниями [9; 10; 15; 16].
При всей видимой полезности учёта феномена осознанности в структуре личности подростка, существует нехватка как теоретических, так и практических исследований, направленных на данную возрастную группу, в том числе отмечается недостаточное количество диагностического инструментария.
В зарубежной академической психологии отмечается, что одной из проблем, препятствующих активному использованию осознанности в теоретических и практических целях, во многих станах является то, что диагностический инструментарий осознанности представлен в основном на английском языке. Соответственно, требуется серьёзная работа по адаптации диагностических методик с учётом культурного контекста каждой страны [15].
В России существует та же проблема, что и во многих неанглоговорящих странах -недостаточная разработанность проблемы осознанности с учётом национальной культурной специфики. Только последние 10-15 лет отмечены вниманием отечественных учёных к изучаемому феномену. Труды А. С. Андреева, Е. В. Ветерок, А. М. Голубева, Н. В. Гришиной, А. В. Губанова, Л. Э. Зотовой, Н. В. Ланиной, О. Д. Пу-говкиной, О. С. Прилепских, Д. С. Семёнова, Н. В. Сидячевой, А. И. Слоновой, Т. И. Шульги, Н. М. Юмартовой и др. посвящены качественному обзору зарубежных статей, теоретическому наполнению содержания конструкта осознанности и созданию диагностического инструментария. Необходимо отметить недостаточное количество работ, направленных на детский и подростковый возраст. И если можно констатировать появление
первых исследований, рассматривающих осознанность как качество личности подростков [6], то гораздо сложнее дело обстоит с разработкой диагностического инструментария для данной возрастной категории.
В зарубежной психологии в настоящее время широко распространены две шкалы для измерения диспозици-онной осознанности: опросник внимательности и осознанности (Mindful Attention Awareness Scale for Adolescents -MAAS-A), разработанный К. Браун с коллегами [12], и Шкала осознанности для детей и подростков (Child and Adolescent Mindfulness Measure - CAMM), авторы Л. Греко, Р. Баер, Г. Смит [16]. Обе оригинальные шкалы были опубликованы в 2011 году.
Шкала MAAS-A является однофак-торным конструктом, где осознанность представлена как свойство внимания и определяется как состояние сознания, при котором респондент открыт своему опыту и осведомлён о нём [11].
Шкала осознанности САММ разработана для детей и подростков от 8 до 17 лет. Разработка оригинальной шкалы проходила в несколько этапов: изначально авторы предлагали шкалу из 25 пунктов, имеющую четырёхфакторную структуру, затем количество факторов сокращалось из-за того, что не все они применимы к детскому и подростковому возрасту и не имеют высокой психометрической нагрузки. В итоге шкала стала содержать 16 пунктов и была приведена к двухфакторной структуре. Поскольку в первый фактор (осознание текущей деятельности и неосуждающий ответ на свои чувства и мысли) вошло 13 утверждений, а во второй фактор - только три (они касались избегания неприятных мыслей и чувств), авторы сделали выбор в пользу однофакторной структуры и сократили количество высказываний до 10 пунктов [16, p. 609].
В дальнейшем исследования по вали-дизации опросника САММ, проведён-
w
ные в Италии, Испании, Португалии, Нидерландах, Чили и Франции продемонстрировали адекватность однофак-торной модели опросника [14; 15; 17].
Русскоязычный вариант шкалы диспо-зиционной осознанности (ШДО), включающий в себя 10 пунктов, представлен в работе Л. Э. Зотовой, А. В. Губанова, Н. В. Сидячевой (2020) [1].
В основу разработанной шкалы был положен теоретический концепт Л. Греко, Р. Баер, Г. Смит, определяющий диспо-зиционную осознанность как осознание настоящего момента, а также неосужда-ющие и приемлемые реакции на мысли и чувства [16].
Целью данного исследования явилось сокращение шкалы диспозиционной осознанности (ШДО) для подростков в плане и приведение её к однофакторной структуре.
Задачи исследования:
1. Анализ шкалы ШДО из 10 пунктов, сокращение пунктов с низкими показателями надёжности.
Таблица 1 / Table 1
2. Сравнение психометрических показателей ШДО из 7 и 8 пунктов, обоснование выбора наиболее приемлемого варианта шкалы.
3. Оценка критериальной валидности шкалы из 7 пунктов.
4. Разработка нормативных шкал для сокращённого варианта ШДО-7.
Программа исследования
При сокращении размеров опросника мы опирались на пример испанской, португальской и чилийской версий шкалы САММ. Эти версии являются сокращёнными вариантами CAMM, включают в себя соответственно 5, 9 и 7 пунктов (в отличие от оригинальной шкалы из 10 пунктов), имеют однофакторную структуру и высокую степень согласованности утверждений (Я. Гуэрра и соавт., 2019; М. Кунья и соавт., 2012; Гарсия-Рубио и др., 2019). В таблице 1 представлена структура упомянутых выше шкал осознанности.
Оригинальная версия Русскоязычная версия Сокращён- Сокращён- Сокращён-
САММ-10 (Л. Греко ШДО-10 (Л. Э. Зотова, ная испан- ная порту- ная чилии-
и др.) А. В. Губанов, Н. В. Си- ская версия гальская вер- ская версия
дячева) CAMM-5 сия CAMM-9 CAMM-7
(Дж. Гуэрра и (М. Кунья и (Гарсия-
др.) др.) Рубио и др.)
1. I get upset with myself 1. Я расстраиваюсь, ког- + + +
for having feelings that да у меня появляется
don't make sense чувство, которое я не могу объяснить.
2. At school, I walk from 2. В школе я хожу с уро- +
class to class without no- ка на урок, не замечая
ticing what I'm doing. то, что я делаю.
3. I keep myself busy so I 3. Я себе нахожу заня- + +
don't notice my thoughts тия, чтобы не замечать
or feelings своих мыслей и чувств.
4. I tell myself that I 4. Я сам себя убеждаю, + + +
shouldn't feel the way I'm что я не должен чув-
feeling. ствовать то, что я чувствую.
Структура различных версий шкалы САММ / Structure of different versions of the CAMM scale
Источник: составлено авторами по: Гуэрра Дж., Кунья М., Гарсия-Рубио и др. [14; 15; 17].
Окончание табл. 1
5. I push away thoughts that I don't like. 5. Я отгоняю от себя мысли, которые мне не нравятся.
6. It's hard for me to pay attention to only one thing at a time 6. Мне тяжело концентрироваться на чём-то одном.
7. I think about things that have happened in the past instead of thinking about things that are happening right now. 7. Я думаю о событиях, которые происходили в прошлом, вместо того, чтобы думать о том, что происходит сейчас.
8. I get upset with myself for having certain thoughts. 8. Меня расстраивают некоторые мои мысли.
9. I think that some of my feelings are bad and that I shouldn't have them. 9. Я думаю, что некоторые из моих чувств - плохие и что мне не следует их иметь.
10. I stop myself from having feelings that I don't like. 10. Я подавляю в себе чувства, которые мне не нравятся.
Представленный анализ зарубежных версий шкалы САММ подтверждает наличие культурной специфики интерпретации респондентами пунктов опросника, а также возможность сокращения шкалы с сохранением её смыслового единства и адекватных психометрических показателей.
В более раннем нашем исследовании [1] было показано, что русскоязычная версия шкалы САММ, включающая 10 пунктов, имеет двухфакторную структуру с пересекающимися факторами и показатель надёжности Кронбаха а = 0,7121. При этом во второй фактор входило только три пункта, один из которых соотносился одновременно с двумя факторами.
Опираясь на опыт зарубежных коллег, мы сочли необходимым провести процедуру сокращения шкалы диспозицион-ной осознанности.
В исследовании приняли участие подростки Москвы и Московской области в количестве 408 респондентов (52% девочек и 48% мальчиков). Возрастной диапазон от 13 до 15 лет.
Подростки данной возрастной группы характеризуются наличием психологических проблем, связанных с переживанием «большого кризиса» (Л. С. Выготский). Диспозиционная осознанность может являться характеристикой, позволяющей подросткам успешно справляться с эмоциональными и поведенческими проблемами, а также быть предметом внимания психологов при разработке программ психологической помощи школьникам.
Респондентам был предложен русскоязычный вариант опросника диспо-зиционной осознанности CAMM (Child and Adolescent Mindfulness Measure, L. Greco at al. (Мера осознанности детей и подростков, Л. Греко и др.)) в адаптации Л. Э. Зотовой, А. В. Губанова, Н. В. Сидячевой [1].
Оценка критериальной валидности сокращённой шкалы проводилась на выборке из 79 школьников 13-15 лет, был использован следующий инструментарий:
1) шкала психологического благополучия (К. Рифф) в адаптации Л. В. Жуковской и Е. Г. Трошихиной;
2) опросник «Сильные стороны и трудности» - вариант для учителей (Гудман), апробация Е. Слободской, М. Розенбуша, Н. Бодягиной, С. Грачева, Г. Князева, В. Гафурова;
3) шкала самосострадания (Раес, Помье, Нефф, Ван Гухт) [21];
4) шкала жизнеспособности (Шумахер, Лепперт, Гюнцельман, Штраус, Брёх-лер) [22].
Результаты исследования и их обсуждение
Для решения задачи 1 была проанализирована надёжность каждого из 10 пунктов, входящих в шкалу. Весь статистический анализ осуществлялся при помощи статистического пакета IBM SPSS Amos 19. Результаты анализа надёжности пунктов представлены в таблице 2.
Таблица 2 / Table 2
Корреляции пунктов с тестом и показатели их надёжности / Correlations of the test items and indicators of their reliability
корреляция альфа Кронбаха
пункт № 1 ,4324 ,6808
пункт № 2 ,3670 ,6909
пункт № 3 ,4060 ,6853
пункт № 4 ,4716 ,6736
пункт № 5 ,2074 ,7188
пункт № 6 ,3431 ,6949
пункт № 7 ,3938 ,6860
пункт № 8 ,4017 ,6845
пункт № 9 ,4802 ,6711
пункт № 10 ,2535 ,7112
В колонке «корреляция» представлена величина коэффициента корреляции пункта с результатом по шкале без учёта этого пункта в результате. В колонке «альфа Кронбаха» представлен показатель надёжности шкалы, если пункт из неё исключается. Из таблицы видно, что пункты 5 и 10 имеют наименьшую корреляцию с тестом. Если эти пункты убрать из шкалы, то её надёжность либо возрастёт (в случае с пунктом 5), либо практически не изменится (в случае с пунктом 10). Исключение этих пунктов из шкалы ведёт к повышению её надёжности по Кронбаху до а = 0,7323.
Для решения задачи 2 проводилось сравнение психометрических показателей ШДО из 7 и 8 пунктов.
Факторная структура шкалы, включающей в себя 8 пунктов (без 5-ого и 10-ого), оценивалась при помощи конфирматор-
ного факторного анализа (КФА), исходя из предположения, что она является одно-факторной. Результаты КФА представлены в таблице 3. Из этих результатов видно, что величина статистики х2 оказалась значимой (р < 0,01) для этой шкалы. Значимость статистики говорит о непригодности однофакторной модели для описания структуры шкалы из 8 пунктов.
Рассмотрение вычисленных индексов модификации и стандартизированных остаточных ковариаций показало, что исключение из модели четвёртого пункта (для него указанные характеристики оказались наибольшими) заметно улучшит возможности однофакторной модели для описания структуры шкалы, включающей в себя только 7 пунктов. Результаты КФА шкалы из 7 (а также 5, 9 и 10) пунктов для однофакторной модели представлены в той же таблице 3. Варианты
Таблица 3 / Table 3
Показатели согласованности однофакторной модели с исходными данными для различных вариантов шкалы САММ / Indicators of consistency of the one-factor model with the initial data for various variants of the CAMM scale
Варианты шкалы САММ
10 пунктов 9 пунктов 8 пунктов 7 пунктов 5 пунктов
X2 89,694 63,459 40,487 17,398 17,692
df 35 27 20 14 5
p 0,000 0,000 0,004 0,236 0,003
RMSEA 0,062 0,058 0,050 0,024 0,079
Pclose 0,101 0,230 0,463 0,893 0,096
GFI 0,957 0,966 0,970 0,986 0,982
CFI 0,677 0,758 0,845 0,968 0,879
Примечание: х2 - значение статистики критерия хи-квадрат для модели; df - число степеней свободы модели;
р - р-значение статистики критерия хи-квадрат для модели;
ЯМБЕА - корень квадратный из среднего квадрата ошибки аппроксимации;
Рс1о8е - вероятность того, что ЯМХЕА < 0,05;
СИ - индекс качества подгонки;
СИ - сравнительный индекс согласия.
шкалы с пятью, девятью и десятью пунктами были включены в анализ, поскольку они, как уже отмечалось, предлагались другими авторами.
Из таблицы видно, что для всех вариантов шкалы САММ, кроме варианта из 7 пунктов, величина статистики х2 оказалась значимой (р < 0,01). Значимость статистики говорит о том, что однофак-торная модель является непригодной для описания структуры этих вариантов шкалы, и что только шкала, состоящая из 7 пунктов, удовлетворяет требованиям однофакторной модели.
Аналогичную картину можно наблюдать и по всем остальным показателям пригодности однофакторной модели для описания вариантов шкалы САММ. По показателю ЯМ8ЕА шкала удовлетворительно описывается однофакторной моделью, если данный показатель меньше 0,05. Этому требованию удовлетворяет лишь шкала из 7 пунктов. По показателю Рс1о8е удовлетворительным считается вариант с оценкой больше 0,05. Причём, чем выше этот показатель, тем в большей степени шкала соответствует модели. Здесь
также лучший показатель у шкалы с 7-ю пунктами. Для показателей СИ и СИ приемлемыми считаются оценки больше 0,9. По этим показателям, как и раньше, лучшей оказывается шкала, включающая в себя 7 пунктов.
Таким образом, результаты, представленные в таблице 3, позволяют утверждать, что только шкала, включающая в себя 7 пунктов, может быть описана од-нофакторной моделью, тогда как другие варианты этой шкалы либо плохо, либо очень плохо отвечают ей. Меньше всех отвечает этой модели шкала из 10 пунктов (как отмечалось выше, она лучше всего описывается двухфакторной моделью), затем, по-видимому, идут шкалы из 5 или 9 пунктов (здесь трудно однозначно отдать первенство какой-нибудь из них), и замыкает эту четвёрку шкала из 8 пунктов.
Показатели надёжности по Кронбаху для перечисленных вариантов шкалы САММ сведены в таблице 4. Приемлемыми по тесту показателями альфа Кронбаха считаются величины от 0,7 [3, с. 254], т. е. неудовлетворительным
Таблица 4 / Table 4
Показатели надежности различных вариантов шкалы САММ / Reliability indicators of various variants of the CAMM scale
Варианты шкалы САММ альфа Кронбаха
10 пунктов 0,7121
9 пунктов 0,7188
8 пунктов 0,7323
7 пунктов 0,7028
5 пунктов 0,6855
по показателю надёжности является вариант шкалы САММ с пятью пунктами. Все остальные варианты шкалы можно считать надёжными, причём наилучший показатель здесь демонстрирует вариант с восьмью пунктами.
Сравнение результатов анализа факторной структуры и показателей надёжности различных вариантов шкалы САММ ставит вопрос о том, какой из двух вариантов шкалы - с 8-ю или 7-ю пунктами - следует выбрать. Вариант с 8-ю пунктами демонстрирует большую надёжность по Кронбаху, а вариант с 7-ю пунктами полностью соответствует однофакторной модели. Если рассматривать большее соответствие однофактор-ной структуре как показатель большей валидности пунктов и если исходить из задачи максимального сокращения размера опросника шкалы без ухудшения её психометрических характеристик, по-видимому, надо предпочесть вариант из семи пунктов. Его несколько меньшую (но укладывающуюся в допустимые размеры) надёжность можно объяснить зависимостью альфа Кронбаха от размеров опросника. Чем больше пунктов в опроснике, тем альфа Кронбаха выше и наоборот при одинаковой средней скор-релированности пунктов между собой. Несмотря на то, что для варианта из 7 пунктов надёжность несколько снижается из-за уменьшения числа пунктов в опроснике, их общая скоррелирован-ность между собой остаётся примерно та-
кой же, как и для варианта из 8 пунктов. Для варианта из 7 пунктов средняя корреляция между ними составляет 0,2538, а для варианта из 8 пунктов - 0,2566.
Таким образом, если исходить из задачи минимизации размеров шкалы САММ при максимальном приближении её структуры к однофакторной с сохранением приемлемых показателей надёжности, наилучшим её решением будет вариант шкалы из 7 пунктов, включающей пункты 1, 2, 3, 6, 7, 8 и 9 из исходного списка опросника шкалы САММ.
Для решения задачи 3 был проведён корреляционный анализ диспозицион-ной осознанности с релевантными конструктами с целью проверки критериальной валидности шкалы из 7 пунктов.
В таблице 5 представлены индексы корреляции осознанности с жизнеспособностью, самосостраданием, показателями психологического благополучия и нервно-психическими характеристиками подростков.
Выявлены: достоверно положительные связи диспозиционной осознанности с жизнеспособностью, самосостраданием, с такими характеристиками, как личностный рост и самопринятие; отрицательные - с гиперактивностью и эмоциональными расстройствами.
Для решения задачи 4 были описаны общие характеристики распределения сырого тестового балла варианта шкалы САММ из 7 пунктов, представленные в таблице 6.
Таблица 5 / Table 5
Коэффициенты линейной корреляции диспозиционной осознанности с релевантными переменными (N = 79) / Coefficients of linear correlation of dispositional mindfulness with relevant variables (N = 79)
Переменная Индекс корреляции Индекс значимости
Жизнеспособность 0,35 <0,01
Самосострадание 0,47 <0,01
Психологическое благополучие
Личностный рост 0,40 <0,01
Самопринятие 0,31 <0,01
Сильные стороны и трудности
Гиперактивность -0, 26 <0,05
Эмоциональные симптомы -0,33 <0,01
Источник: составлено авторами.
Таблица 6 / Table 6
Характеристики выборочного распределения сырого тестового балла варианта шкалы САММ, включающей 7 пунктов / Characteristics of the sample distribution of the raw test score version of the CAMM scale, including 7 items
Размер выборки 408
Среднее 7,97
Стандартное отклонение 4,89
Асимметрия ,702
Стандартная ошибка асимметрии ,121
Эксцесс ,291
Стандартная ошибка эксцесса ,241
Критерий Колмогорова-Смирнова показал значимое отличие выборочного распределения сырого тестового балла шкалы от нормального, поэтому, прежде чем строить нормативные шкалы, была проведена нормализация распределения сырого тестового балла.
Таблица 7 / Table 7
Источник: составлено авторами.
Нормативные шкалы к тесту «Шкала диспозиционной осознанности подростков», включающему в себя 7 пунктов, построены в форме децильной шкалы и шкалы стенов. Эти нормативные шкалы представлены соответственно в таблице 7 и таблице 8.
Децильная шкала теста «Шкала диспозиционной осознанности подростков» из семи пунктов (ШДОП-7) / The seven items decile scale of the "Scale of adolescents' dispositional mindfulness"
Сырой тестовый балл 0-1 2-3 4 5 6 7-8 9 10-11 12-14 15-28
Дециль 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Таблица 8 / Table 8
Шкала стенов теста «Шкала диспозиционной осознанности подростков» из семи пунктов (ШДОП-7) / The seven items scale of the standard ten of the test "Scale of adolescents' dispositional mindfulness"
Сырой тестовый балл 0 1 2 3-4 5-6 7-9 10-12 13-15 16-18 19-28
Стен 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10
Выводы
Сокращённая шкала диспозиционной осознанности САММ (Л. Греко и др.) прошла апробацию на выборке 408 подростков 13-15 лет Москвы и Московской области.
Исключение из опросника пунктов, имеющих недостаточные статистические характеристики (пункты 4, 5 и 10), привело к тому, что шкала, включающая 7 пунктов, стала полностью удовлетворять однофакторной модели по критерию хи-квадрат, в отличие от других версий шкалы. Показатели этой шкалы по индексам ИМБЕЛ, РсЬяе, СИ и СИ превосходят аналогичные показатели других рассмотренных версий.
Показатель альфа Кронбаха для шкалы из 7 пунктов указывает (хотя и с некоторым снижением по сравнению с вариантом из 8 пунктов) на её приемлемую психометрическую надёжность.
Корреляционный анализ диспозици-онной осознанности с релевантными
конструктами (жизнеспособностью, самосостраданием, психологическим благополучием, нервно-психическими характеристиками) подтверждает критериальную валидность сокращённой шкалы диспо-зиционной осознанности для подростков.
Несомненным достоинством сокращённой шкалы является уменьшение количества пунктов при её соответствии однофакторной структуре без ухудшения психометрических характеристик.
Всё вышесказанное позволяет рассматривать сокращённую шкалу диспо-зиционной осознанности как приемлемый диагностический инструментарий для измерения осознанности подростков 13-15 лет.
Отметим, что в перспективе шкала диспозиционной осознанности нуждается в расширении возрастных границ респондентов с проведением необходимых психометрических процедур.
Статья поступила в редакцию 26.10.2020
ЛИТЕРАТУРА
1. Зотова Л. Э., Губанов А. В., Сидячева Н. В. Особенности применения русскоязычной версии шкалы диспозиционной осознанности (CAMM) для подростков // Психолого-педагогические исследования. 2020. Т. 12. № 2. С. 72-90. DOI: 10.17759/psyedu.2020120205.
2. Зотова Л. Э., Сидячева Н. В. Взаимосвязь осознанности (mindfulness) подростков и характеристик социального климата в школьном классе // Социальная психология: вопросы теории и практики: материалы V Всероссийской научно-практической конференции памяти М. Ю. Кондратьева. М., 2020. С. 247-251.
3. Наследов А. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. СПб., 2013. 416 с.
4. Уильямс М., Пенман Д. Осознанность: как обрести гармонию в нашем безумном мире / пер. с англ. Ю. Цыбышевой; науч. ред. Н. Никольской. М., 2016. 288 с.
5. Шульга Т. И. Осознанность подростков-сирот и подростков, оставшихся без попечения родителей, как фактор психологического благополучия // Психологическая наука и образование. 2019. Т. 24. № 4. C. 36-50.
6. Шульга Т. И., Зотова Л. Э. Осознанность как особое качество современной молодежи // Социальная психология и общество: история и современность: материалы Всероссийской
научно-практической конференции с международным участием памяти академика РАО А. В. Петровского, 15-16 октября 2019 г. М., 2019. С. 204-208.
7. Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness / R. Baer, G. Smith, J. Hopkins, J. Krietemeyer, L. Toney // Assessment. 2006. Vol. 13 (1). P. 27-45. DOI: 10.1177/1073191105283504.
8. Bajaj B., Gupta R., Pande N. Self-esteem mediates the relationship between mindfulness and well-being // Personality and Individual Differences. 2016. V. 94. P. 96-100.
9. Bishop S. R. Mindfulness: A Proposed Operational Definition // Clinical Psychology: Science and Practice. 2004. Vol. 11 (3). P. 230-241. DOI: 10.1093/clipsy/bph077.
10. When what one has is enough: Mindfulness, financial desire discrepancy, and subjective well-being / K. W. Brown, T. Kasser, R. M. Ryan, P. A. Linley, K. Orzech // Journal of Research in Personality. 2009. Vol. 43 (5). P. 727-736. DOI: 10.1016/j.jrp.2009.07.002.
11. Brown K., Ryan R. The benefits of being present: mindfulness and its role in psychological well-being // Journal of Personality and Social Psychology. 2003. Vol. 84. P. 822-848.
12. Assessing adolescent mindfulness: validation of an adapted mindful attention awareness scale in normative and psychiatric population / K. Brown, A. West, T. Loverich, G. Biegel // Psychological Assessment. 2011. Vol. 23 (4). P. 1023-1033. DOI: 10.1037/a0021338.
13. Dispositional mindfulness moderates the effects of stress among adolescents: rumination as a mediator / J. Ciesla, L. Reilly, K. Dickson, A. Emanuel, J. Updegraff // Clinical Child & Adolescent Psychology. 2012. Vol. 41. P. 760-770.
14. Cunha M., Galhardo A., Xavier A. Measuring mindfulness in children and adolescents: confirmatory factor analysis on the Portuguese version of child and adolescent mindfulness measure (CAMM) in a community sample. [2012]. URL: https://www.researchgate.net/publication/257185855_Measuring_ mindfulness_in_children_and_adolescents_Confirmatory_Factor_Analysis_on_the_Portuguese_ version_of_Child_and_Adolescent_Mindfulness_Measure_CAMM_in_a_community_sample (accessed: 20.11.2020).
15. Validation of the Spanish version of the child and adolescent mindfulness measure (CAMM) with samples of spanish and chilean children and adolescents / C. Garcia-Rubio, R. Rodríguez-Carvajal, A. Langer, D. Paniagua, P. Steinebach, C. Andreu, M. Vara, A. Cebolla // Mindfulness. 2019. Vol. 10 (8). P. 1502-1517. DOI: 10.1007/s12671-019-01108-8.
16. Greco L. A., Baer R. A., Smith G. T. Assessing Mindfulness in Children and Adolescents: Development and Validation of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM) // Psychological Assessment. 2011. Vol. 23. P. 606-614. URL: https://doi.org/10.1037/a0022819.
17. Brief Spanish Version of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM). A Dispositional Mindfulness Measure / J. Guerra, M. Garcia-Gomez, J. Turanzas, J. Cordon, C. Suarez-Jurado, J. Mestre // International Journal of Environmental Research and Public Health. 2019. Vol. 16. № 8. P. 1355. DOI: 10.3390/ijerph16081355
18. Kabat-Zinn J. Wherever You Go, There You Are: Mindfulness Meditation in Everyday Life. Hachette Books. 2009. 304 р.
19. Trait mindfulness measure for use with adolescent: a systematic review / R. Pallozzi, E. Wertheim, S. Paxton, B. Ong // Mindfulness. 2017. Vol. 8 (1). P. 110-125. DOI: 10.1007/s12671-016-0567-z.
20. Adolescent mindfulness and psychopathology: the role of emotion regulation / C. Pepping, M. Duvenage, T. Cronin, A. Lyons // Personality and Individual Differences. 2016. Vol. 99. P. 302-307. DOI: 10.1016/j.paid.2016.04.089.
21. Construction and factorial validation of a short form ofthe self-compassion scale / F. Raes, E. Pommier, K. D. Neff, D. Van Gucht // Clinical Psychology and Psychotherapy. 2011. Vol. 18. P. 250-255. DOI: 10.1002/cpp.702.
22. Die Resilienzskala - Ein Fragebogen zur Erfassung der psychischen Widerstandsfähigkeit als Personmerkmal / J. Schumacher, K. Leppert, T. Gunzelmann, B. Strauß, E. Brähler // Klinische Psychologie, Psychiatrie und Psychotherapie. [2005]. URL: https://www.researchgate.net/publication/215985005
23. Segal Z. V., Williams J. M. G., Teasdale J. D. Mindfulness-based Cognitive Therapy for Depression: a new approach to preventing relapse. Guilford Publications, New York, 2002. 348 p.
24. Mindful peers: mindfulness-based and peer-related Interventions in positive environments / C. Steinebach, A. Langer, V. Schulte, L. Zotova // XVI European Congress of Psychology: Abstracts. Lomonosov Moscow State University (Publishing House). 2019. P. 417.
25. Dispositional Mindfulness and Psychological Health: a Systematic Rewiew / E. Tomlinson, O. Yousaf, A. Vitterso, L. Jones // Mindfulness. 2018. Vol. 9. P. 23-43. DOI: 10.1007/s12671-017-0762-6.
26. Mindfulness interventions with youth: a meta-analysis / S. Zoogman, S. Goldberg, W. Hoyt, L. Miller // Mindfulness. 2015. Vol. 6 (2). P. 290 302. DOI: 10.1007/s12671-013-0260-4.
1. Zotova L. E., Gubanov A. V., Sidyacheva N. V. [Features of the use of the Russian-language version of the scale of dispositional awareness (CAMM) for adolescents]. In: Psikhologo-pedagogicheskie issle-dovaniya [Psychological and pedagogical research], 2020, vol. 12, no. 2, pp. 72-90. DOI: 10.17759/ psyedu.2020120205.
2. Zotova L. E., Sidyacheva N. V. [Relationship between the adolescents' mindfulness and the characteristics of the social climate in the classroom]. In: Sotsial'nayapsikhologiya: voprosy teorii ipraktiki: ma-terialy V Vserossiiskoi nauchno-prakticheskoi konferentsii pamyati M. Yu. Kondrateva [Social psychology: questions of theory and practice Materials of the V All-Russian scientific and practical memory of M. Yu. Kondratyev]. Moscow, 2020, pp. 247-251.
3. Nasledov A. IBM SPSS Statistics 20 i AMOS: professional'nyi statisticheskii analiz dannykh [IBM SPSS Statistics 20 and AMOS: Professional Statistical Data Analysis]. St. Petersburg, 2013. 416 p.
4. Williams M., Penman D. Mindfulness: how to find harmony in our crazy world (Russ. ed.: Tsybyshevoi Yu., transl. Osoznannost': kak obrestigarmoniyu v nashem bezumnom mire. Moscow, 2016. 288 p.).
5. Shul'ga T. I. [Awareness of adolescents-orphans and adolescents left without parental care as a factor of psychological well-being]. In: Psikhologicheskaya nauka i obrazovanie [Psychological Science and Education], 2019, vol. 24, no. 4, pp. 36-50.
6. Shul'ga T. I., Zotova L. E. [Mindfulness as a special quality of modern youth]. In: Sotsial'naya psikhologiya i obshchestvo: istoriya i sovremennost': materialy Vserossiiskoi nauchno-prakticheskoi konferentsii s mezhdunarodnym uchastiem pamyati akademika RAO A. V. Petrovskogo, 15-16 oktyabrya 2019g. [Social psychology and society: history and modernity: Materials of the All-Russian Scientific and Practical Conference with International Participation in Memory of Academician of the Russian Academy of Education A. V. Petrovsky, October 15-16, 2019)]. Moscow, 2019, pp. 204-208.
7. Baer R., Smith G., Hopkins J., Krietemeyer J., Toney L. Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness. In: Assessment, 2006, vol. 13 (1), pp. 27-45. DOI: 10.1177/1073191105283504.
8. Bajaj B., Gupta R., Pande N. Self-esteem mediates the relationship between mindfulness and well-being. In: Personality and Individual Differences, 2016, vol. 94, pp. 96-100.
9. Bishop S. R. Mindfulness: A Proposed Operational Definition. In: Clinical Psychology: Science and Practice, 2004, vol. 11 (3), pp. 230-241. DOI: 10.1093/clipsy/bph077.
10. Brown K. W., Kasser T., Ryan R. M., Linley P. A., Orzech K. When what one has is enough: Mindfulness, financial desire discrepancy, and subjective well-being. In: Journal of Research in Personality, 2009, vol. 43 (5), pp. 727-736. DOI: 10.1016/j.jrp.2009.07.002.
11. Brown K., Ryan R. The benefits of being present: mindfulness and its role in psychological well-being. In: Journal of Personality and Social Psychology, 2003, vol. 84, pp. 822-848.
12. Brown K., West A., Loverich T., Biegel G. Assessing adolescent mindfulness: validation of an adapted mindful attention awareness scale in normative and psychiatric population. In: Psychological Assessment, 2011, vol. 23 (4), pp. 1023-1033. DOI: 10.1037/a0021338.
13. Ciesla J., Reilly L., Dickson K., Emanuel A., Updegraff J. Dispositional mindfulness moderates the effects of stress among adolescents: rumination as a mediator. In: Clinical Child & Adolescent Psychology, 2012, vol. 41, pp. 760-770.
14. Cunha M., Galhardo A., Xavier A. Measuring mindfulness in children and adolescents: confirmatory factor analysis on the Portuguese version of child and adolescent mindfulness measure (CAMM) in a community sample, 2012. Available at: https://www.researchgate.net/publication/257185855_Measuring_mindfulness_ in_children_and_adolescents_Confirmatory_Factor_Analysis_on_the_Portuguese_version_of_Child_ and_Adolescent_Mindfulness_Measure_CAMM_in_a_community_sample (accessed: 20.11.2020).
15. Garcia-Rubio C., Rodríguez-Carvajal R., Langer A., Paniagua D., Steinebach P., Andreu C., Vara M., Cebolla A. Validation of the Spanish version of the child and adolescent mindfulness measure (CAMM) with samples of spanish and chilean children and adolescents. In: Mindfulness, 2019, vol. 10 (8), pp. 1502-1517. DOI: 10.1007/s12671-019-01108-8.
REFERENCES
16. Greco L. A., Baer R. A., Smith G. T. Assessing Mindfulness in Children and Adolescents: Development and Validation of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM). In: Psychological Assessment, 2011, vol. 23, p. 606-614. URL: https://doi.org/10.1037/a0022819.
17. Guerra J., Garcia-Gomez M., Turanzas J., Cordon J., Suarez-Jurado C., Mestre J. Brief Spanish Version of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM). A Dispositional Mindfulness Measure. In: International Journal of Environmental Research and Public Health, 2019, vol. 16, no. 8, p. 1355. DOI: 10.3390/ijerph16081355
18. Kabat-Zinn J. Wherever You Go, There You Are: Mindfulness Meditation in Everyday Life. Hachette Books, 2009. 304 p.
19. Pallozzi R., Wertheim E., Paxton S., Ong B. Trait mindfulness measure for use with adolescent: a systematic review. In: Mindfulness, 2017, vol. 8 (1), pp. 110-125. DOI: 10.1007/s12671-016-0567-z.
20. Pepping C., Duvenage M., Cronin T., Lyons A. Adolescent mindfulness and psychopathology: the role of emotion regulation. In: Personality and Individual Differences, 2016, vol. 99, pp. 302-307. DOI: 10.1016/j.paid.2016.04.089.
21. Raes F., Pommier E., Neff K. D., Van Gucht D. Construction and factorial validation of a short form of the self-compassion scale. In: Clinical Psychology and Psychotherapy, 2011, vol. 18, pp. 250-255. DOI: 10.1002/cpp.702.
22. Schumacher J., Leppert K., Gunzelmann T., Strauß B., Brähler E. Die Resilienzskala - Ein Fragebogen zur Erfassung der psychischen Widerstandsfähigkeit als Personmerkmal. In: Klinische Psychologie, Psychiatrie und Psychotherapie. 2005. Available at: https://www.researchgate.net/publication/215985005
23. Segal Z. V., Williams J. M. G., & Teasdale J. D. Mindfulness-based Cognitive Therapy for Depression: a new approach to preventing relapse. Guilford Publications, New York, 2002. 348 p.
24. Steinebach C., Langer A., Schulte V., Zotova L. Mindful peers: mindfulness-based and peer-related Interventions in positive environments. In: XVIEuropean Congress of Psychology. Lomonosov Moscow State University (Publishing House), 2019, p. 417.
25. Tomlinson E., Yousaf O., Vitterso A., Jones L. Dispositional Mindfulness and Psychological Health: a Systematic Rewiew. In: Mindfulness, 2018, vol. 9,pp. 23-43. DOI: 10.1007/s12671-017-0762-6.
26. Zoogman S., Goldberg S., Hoyt W., Miller L. Mindfulness interventions with youth: a meta-analysis. In: Mindfulness, 2015, vol. 6 (2), pp. 290-302. DOI: 10.1007/s12671-013-0260-4.
ИНФОРМАЦИЯ ОБ АВТОРАХ
Губанов Андрей Валентинович - кандидат психологических наук, доцент кафедры общей и педагогической психологии Московского государственного областного университета; e-mail: anvagug@gmail.com
Зотова Лариса Эдуардовна - кандидат психологических наук, доцент кафедры социальной психологии Московского государственного областного университета; e-mail: zolar@yandex.ru
Сидячева Наталья Владимировна - кандидат психологических наук, заведующая кафедрой социальной психологии Московского государственного областного университета; e-mail: sidna@bk.ru
INFORMATION ABOUT THE AUTHORS
Andrey V. Gubanov - Cand. Sci. (Psychology), Assoc. Prof. of the Department of General and Pedagogical Psychology, Moscow Region State University; e-mail: anvagug@gmail.com
Larisa E. Zotova - Cand. Sci. (Psychology), Assoc. Prof. of the Department of Social Psychology, Moscow Region State University; e-mail: zolar@yandex.ru
Natalia V. Sidyacheva - Cand. Sci. (Psychology), Assoc. Prof., Head ofthe Department ofSocial Psychology, Moscow Region State University; e-mail: sidna@bk.ru
Vjay
ПРАВИЛЬНАЯ ССЫЛКА НА СТАТЬЮ
Губанов А. В., Зотова Л. Э., Сидячева Н. В. Сокращённая версия русскоязычной шкалы диспозици-онной осознанности (CAMM) для подростков // Вестник Московского государственного областного университета. Серия: Психологические науки. 2021. № 1. С. 6-19. DOI: 10.18384/2310-7235-2021-1-6-19
FOR CITATION
Gubanov A. V., Zotova L. E., Sidyacheva N. V. Reduced version of dispositional mindfulness scale (CAMM) for teenagers in Russia. In: Bulletin of the Moscow Region State University. Series: Psychology, 2021, no. 1, рр. 6-19. DOI: 10.18384/2310-7235-2021-1-6-19
