CC BY
585
ТОРОНТСКАЯ ШКАЛА АЛЕКСИТИМИИ (20 ПУНКТОВ): ВАЛИДИЗАЦИЯ РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ НА ВЫБОРКЕ ТЕРАПЕВТИЧЕСКИХ БОЛЬНЫХ
Е. Г. Старостина1, Г. Д. Тэйлор2, Л. К. Квилти3, А. Е. Бобров4, Е. Н. Мошняга1, Н. В. Пузырева5, М. А. Боброва6, М. Г. Ивашкина7, М. Н. Кривчикова7,
Е. П. Шаврикова8, Р. M. Бэгби3
1 Кафедра эндокринологии ФУВ МОНИКИ им. М.Ф. Владимирского, Москва 2 Отделение психиатрии клиники Маунт Синай и Торонтского университета,
Торонто, Канада
3 Центр аддикций и психического здоровья и отделение психиатрии Торонтского университета, Торонто, Канада 4 ФГУ «Московский НИИ психиатрии» Минздравсоцразвития России, Москва
5 Городская поликлиника №71, Москва 6 Кафедра психиатрии Первого МГМУ им. И.М. Сеченова Минздравсоцразвития России, Москва 7 Кафедра общей психологии ГОУ ВПО РГМУ Москва 8 Отдел биостатистики, PSI Лтд., Санкт-Петербург
Алекситимия - личностный конструкт, впервые предложенный J.C.Nemiah и соавт. [25] и впоследствии валидизированный с применением психометрических методик [33] и различных экспериментальных подходов [19, 30]. Основными характеристиками этого понятия являются: 1 - трудности идентификации чувств и дифференцировки чувств и телесных ощущений, возникающих при эмоциональном возбуждении; 2 - трудности в сообщении о своих чувствах другим лицам; 3 - недостаточно развитый процесс воображения, обеднение фантазии и 4 - ориентированный на внешние стимулы когнитивный стиль. Считается, что все эти признаки отражают дефицит когнитивной переработки и регуляции эмоций [33].
Алекситимия имеет важные клинические следствия. Она связана с целым рядом распространенных соматических и психических расстройств, в этиопатогенезе которых, вероятно, играет роль недостаточная способность к модулированию эмоционального возбуждения посредством когнитивной переработки [33]. Примерами таких расстройств служат функциональная патология желудочно-кишечного тракта, эссенциальная гипертония, злоупотребление психоактивными веществами, посттравматические стрессовые расстройства, расстройства приема пищи [32], а также склонность к соматизации [24].
Для количественной оценки алекситимии чаще всего используется 20-пунктовая Торонтская шкала алекситимии (Toronto Alexithymia Scale или TAS-20). Эта шкала самоотчета появилась в начале 1990-х годов [5, 6] и представляет собой пересмотренную и усовершенствованную прежнюю Торонтскую шкалу алекситимии из 26 пунктов, имевшую 4-факторную структуру (TAS-26), [37]. Несмотря на удовлетворительные психометрические свойства TAS-26, в дальнейшем ее авторы выявили ряд недостатков, например, пункты по снижению способности к воображению плохо коррелировали с суммарным баллом (СБ) и были подвержены влиянию «социальной желательности». Впоследствии авторы устранили эти пункты, добавив несколько новых, и тем самым создав новую шкалу - TAS-20. Она имеет три фактора, отражающих основные компоненты алекситимии: трудности идентификации чувств (ТИЧ), трудности с описанием чувств другим людям (ТОЧ) и внешне-ориентированный (экстернальный) тип мышления (ВОМ). Хотя в TAS-20 нет фактора воображения, ВОМ косвенно отражает этот аспект алекситимии [6].
TAS-20 была переведена и прошла лингвистикопсихометрическую валидизацию на многих языках - испанском, итальянском, немецком, хинди, французском, японском, литовском, португальском,
шведском, финском [35], а недавно также на венгерском [15], китайском [39] и персидском [8].
В России для клинических и научных целей изучения алекситимии сейчас используется ТАБ-26 [2]. Она не прошла полной валидизации, включая лингвистическую (прямой и обратный перевод носителями обоих языков и согласование перевода с автором оригинала); опубликованные данные по психометрическим характеристикам русскоязычной версии нельзя считать полными. Поскольку исследований по алекситимии становится все больше [38], причем в других странах сейчас используется усовершенствованная и модифицированная ТАБ-20, представляется важным, чтобы в России также применялась надлежащим образом валиди-зированная версия этой шкалы.
Целью настоящего исследования была разработка русскоязычной версии ТАБ-20 (ТАБ-20^) и изучение ее конвергентной и дискриминантной валидности на выборке терапевтических больных. Мы предположили, что параметры ТАБ-20^ будут коррелировать с полученными по шкалам самоотчета показателями тех личностных черт, которые концептуально перекрываются с алекситимией (конвергентная валидность), и что корреляция с характеристиками, теоретически не связанными с данным конструктом, будет отсутствовать (дискриминантная валидность).
Методы
Больные. Выборка включала 298 больных (80 муж., 218 жен.) с основным диагнозом сахарного диабета (I типа - 30, II типа - 268). Средний возраст больных составил 58,8±14,3 года (диапазон 17-83 лет, медиана 61 год), они имели широкий спектр осложнений диабета и сопутствующих заболеваний: полинейропатия - 193 человека, ретинопатия - 117, болезни почек, включая диабетическую нефропатию, - 111, артериальная гипертония - 186, ИБС - 80, сердечная недостаточность - 9, хронические облитерирующие заболевания артерий нижних конечностей - 60, бронхиальная астма - 8, болезни печени - б, щитовидной железы - 43, цереброваскулярная болезнь - 28 человек. Таким образом, данная группа может рассматриваться как выборка терапевтических больных в широком смысле. Пациентов набирали на амбулаторном приеме в городской поликлинике (161 чел.) и в эндокринологическом стационаре МОНИКИ им. Владимирского (137 чел.). В исследование включали больных старше 18 лет с длительностью СД >6 месяцев. Критерием исключения было снижение зрения, из-за которого пациенты не могли заполнять опросники. Исследование было разрешено этическим комитетом, все пациенты дали информированное согласие на участие.
Шкалы. ТАБ-20 - шкала самоотчета из 20 пунктов, каждый из которых оценивается по 5-балльной шкале Лайкерта от 1 (совершенно не согласен) до 5 (совершенно согласен). Англоязычная версия была
переведена на русский язык психиатром, одинаково владеющим обоими языками. Перекрестная лингвистическая эквивалентность [11] русского перевода и английской версии ТАБ-20 была подтверждена с помощью обратного перевода. Вначале русский вариант был переведен обратно на английский язык вторым психиатром, не знакомым с английским текстом оригинала; второй вариант независимого обратного перевода был выполнен университетским преподавателем английского языка. После этого автор оригинала ТАБ-20 ^Л.Та-у1ог, он же второй автор данной публикации) сопоставил оба текста обратного перевода с исходной английской версией и обсудил с первым автором (Е.Г.Старостина) все расхождения между обратными переводами и англоязычным оригиналом. Русский перевод модифицировали так, чтобы он полностью соответствовал тому смысловому значению каждого пункта, которое вкладывал в него автор оригинала. Итоговая русская версия ТАБ-20 (ТАБ-20^) приводится в конце статьи. Фактор ТиЧ включает пункты № 1, 3, 6, 7, 9, 13 и 14; ТОЧ -№2, 4, 11, 12, 17; ВОМ- №5, 8, 10, 15, 16, 18, 19 и 20. Баллы по пунктам 4, 5, 10, 18 и 19 ставятся в обратном порядке (5-х, где х - балл, проставленный испытуемым). СБ шкалы находится в диапазоне 20-100.
16-факторный личностный опросник (16PF)
[13] - шкала самоотчета, измеряющая 16 аспектов (черт) личности здорового взрослого, выделенных R.B.Catte1 [12] на основании факторного анализа. Участники нашего исследования заполняли вали-дизированную русскоязычную версию этого опросника [3]. Опросник 16PF состоит из 185 пунктов с несколькими вариантами ответов; вопросы шкалы касаются не собственной самооценки или личностных черт испытуемых, а их поведения в конкретных ситуациях. Результаты выражаются по 16 основным шкалам (10-15 пунктов для каждой)1: душевность, интеллект, эмоциональная стабильность, доминантность, выразительность, осознавание правил, социальная смелость, сенситивность, бдительность, прагматизм, искушенность, пессимизм, открытость переменам, самоопределение, перфекционизм и напряжение.
Гиссенский опросник соматических жалоб (ГОСЖ) [9] - шкала самоотчета для оценки субъективных соматических жалоб. Ответы на вопросы даются по 5-балльной шкале Лайкерта, с подсчетом СБ и баллов по четырем субшкалам (каждая по 6 пунктов), полученных в результате факторного
1В данной статье при описании факторов 16PF осуществлен собственный перевод их названий, который несколько отличается от обозначений, используемых в русскоязычной психологической литературе. Это обусловлено тем, что единство взглядов разных отечественных авторов на содержательную интерпретацию этих факторов отсутствует, и применяемые в нашей стране названия шкал данного теста недостаточно точно лингвистически соответствуют терминам, принятым в англоязычной литературе.
Баллы TAS-20-R и ее факторных шкал
TAS-20-R Среднее ± стандартное отклонение
Вся группа (n=298) Женщины (n=218) Мужчины (n=80) Р
ТИЧ 18,95 (6,82) 19,35 (7,00) 17,88 (6,22) 0,10
ТОЧ 13,10 (4,02) 13,22 (4,06) 12,80 (3,90) 0,43
ВОМ 20,19 (4,66) 20,06 (4,76) 20,58 (4,35) 0,39
Суммарный балл 52,25 (12,38) 52,62 (12,74) 51,25 (11,36) 0,40
Примечания: ТИЧ - трудности идентификации чувств, ТОЧ - трудности с описанием чувств, ВОМ - внешне-ориентированное мышление.
анализа: «истощение», «желудочно-кишечные
жалобы», «костно-мышечные жалобы» и «сердечно-сосудистые жалобы». Мы пользовались валиди-зированной русской версией ГОСЖ [1].
Процедуры. Участники исследования заполняли опросники в ходе обычного клинического обследования. Амбулаторные пациенты заполняли опросники дома, стационарные - во время госпитализации. Помимо ТАБ-20^, 16PF и ГОСЖ, большинство пациентов также проходили ряд других тестов, включая ММИЛ, шкалы депрессии, тревоги, качества жизни, которые затем использовались в клинических целях и в других исследованиях. Поскольку 16PF довольно объемен, он заполнялся в другой день, чем все остальные тесты.
Статистический анализ. Количественные переменные обрабатывали методами описательной статистики. Внутреннюю согласованность и гомогенность шкалы ТАБ-20^ оценивали по коэффициентам а Кронбаха и средним коэффициентам корреляции между пунктами всей шкалы в целом и пунктами каждого из ее факторов в отдельности. За отрезную точку коэффициента а Кронбаха брали значение > 0,70, за приемлемый диапазон средних коэффициентов корреляции между пунктами - от 0,20 до 0,40 [10, 26]. Возможные гендерные различия СБ ТАБ-20^ и трех ее факторов оценивали с помощью двустороннего ^критерия для несвязанных выборок при уровне значимости альфа 0,05. Для характеристики конвергентной и дискриминантной валидности ТАБ-20^ рассчитывали коэффициенты корреляции Пирсона между СБ этой шкалы и каждым фактором 16PF, а также СБ ГОСЖ и баллами его субшкал.
Гипотезы. Учитывая, что алекситимия связана с недостаточностью когнитивной переработки эмоций, сопровождается ангедонией и склонностью к недифференцированным отрицательным эмоциям [33], мы предположили, что СБ ТАБ-20^ будет находиться в обратной корреляции с фактором эмоциональной стабильности 16PF, в прямой корреляции - с напряжением и в обратной - с факторами душевности, выразительности и социальной смелости, описывающими различные грани экстраверсии. Поскольку алекситимия концептуально перекрывается с таким свойством личности, как «открытость опыту» [33], мы предположили, что СБ ТАБ-20^ будет обратно коррелировать с фактором
Таблица 2
Внутренняя согласованность и средние коэффициенты корреляции между пунктами
TAS-20-R а Кронбаха Средняя корреляция между пунктами
ТИЧ 0,79 0,36
ТОЧ 0,53 0,18
ВОМ 0,45 0,10
Суммарный балл 0,80 0,15
Примечания: ТИЧ - трудности идентификации чувств, ТОЧ -трудности с описанием чувств, ВОМ - внешне-ориентированное мышление.
открытости переменам 16PF. Так как алекситимия ассоциирована со склонностью к соматизации, мы ожидали найти значимую корреляцию между СБ ТАБ-20^ и СБ и субшкальными баллами ГОСЖ.
Для оценки дискриминантной валидности предполагалось показать отсутствие достоверных корреляций между СБ ТАБ-20^ и факторами доминантности и бдительности 16PF. Хотя лица с алек-ситимией склонны к недифференцированным отрицательным эмоциям [33], обычно они не бывают слишком напряжены, встревожены, обеспокоены или полны сомнений; следовательно, можно было ожидать отсутствие корреляции с фактором пессимизма 16PF. Хотя L.G.Lundh и соавт. [22] полагают, что самооценка алекситимии по шкале самоотчета может зависеть от перфекционизма, мы придерживались мнения, что алекситимия с ним не ассоциирована, и ожидали, что СБ ТАБ-20^ не будет коррелировать с фактором перфекционизма l6PF.
Результаты
СБ ТАБ-20^ и баллы по трем ее факторным шкалам для всей выборки и отдельно для мужчин и женщин даны в табл. 1. Достоверные половые различия СБ ТАБ-20^ и ее факторов отсутствовали.
Коэффициенты внутренней согласованности и средние коэффициенты корреляции между пунктами даны в табл. 2. Коэффициенты а Кронбаха удовлетворяли выбранному критерию для СБ ТАБ-20^ и фактора ТИЧ, однако для факторов ТОЧ и ВОМ они были ниже рекомендованного стандарта. Хотя средняя корреляция между пунктами попадала в рекомендованный диапазон только для фактора ТИЧ, аналогичные коэффициенты всей шкалы ТАБ-20^ и факторов ТОЧ и ВОМ находились в
Таблица З
Корреляции между TAS-20-R и факторами опросника 16PF
№ Факторы 16PF r № Факторы 16PF r
1 Душевность -0,18** 9 Бдительность -0,04
2 Интеллект -0,43** 10 Прагматизм -0,07
3 Эмоциональная стабильность -0,31** 11 Искушенность 0,27**
4 Доминантность -0,07 12 Пессимизм -0,01
5 Выразительность -0,23** 13 Открытость переменам -0,23**
6 Осознавание правил -0,16** 14 Самополагание -0,14*
7 Социальная смелость -0,15* 15 Перфекционизм 0,12
8 Сенситивность 0,03 16 Напряжение 0,46**
Примечания: * - корреляция статистически значима при двустороннем р<0,05; ** - корреляция статистически значима при двустороннем р<0,01.
Таблица 4
Корреляции между баллом TAS-20-R и показателями Гиссенского опросника соматических жалоб (ГОСЖ)
ГОСЖ r
Субшкала «истощение» 0,25**
Субшкала «желудочно-кишечные жалобы» 0,30**
Субшкала «костно-мышечные жалобы» 0,30**
Субшкала «сердечно-сосудистые жалобы» 0,26**
Суммарный балл соматических жалоб 0,34**
Примечания: ** - корреляция статистически значима при двустороннем р<0,01.
диапазоне 0,10 - 0,50, приемлемом для многофакторных шкал [10].
СБ TAS-20-R находился в значимой обратной корреляции с такими факторами 16PF, как душевность, эмоциональная стабильность, выразительность и открытость переменам, и в прямой значимой корреляции - с фактором напряжения. В соответствии с нашим прогнозом, достоверные корреляции между СБ TAS-20-R и баллами по факторам доминантности, бдительности, пессимизма и перфекционизма отсутствовали. Была обнаружена значимая обратная корреляция между СБ TAS-20-R и факторами интеллекта, осознавания правил и сам-ополагания, а также значимая прямая корреляция с фактором искушенности (табл. 3).
СБ TAS-20-R находился в прямой достоверной корреляции с СБ ГОСЖ и с баллами по всем четырем его субшкалам (табл. 4).
Обсуждение
Результаты данного исследования подтверждают конвергентную и дискриминантную валидность TAS-20-R. Обратная корреляция между СБ TAS-20-R и отдельными факторами опросника 16PF согласуется с результатами ряда исследований, в которых изучали связь между англоязычной версией TAS-20 и пятифакторной моделью личности, оценивавшейся с помощью личностного опросника NEO и его пересмотренного варианта (NEO-PI-R)
[14]. Обратная корреляция между СБ TAS-20-R и
фактором «открытость переменам» аналогична обратной связи между TAS-20 и аспектом личности «открытость опыту» [б, 20]. Обратная корреляция с фактором душевности сходна с ассоциациями, установленными для англоязычной версии TAS-20 и аспектом «душевность» блока «экстраверсия» [20]. Кроме того, обратная корреляция между СБ TAS-20-R и фактором эмоциональной стабильности, а также прямая корреляция с фактором напряжения согласуются с прямой корреляцией между СБ англоязычной версии TAS-20 и личностным аспектом «невротизм» [б, 20].
Выявленная связь между СБ TAS-20-R и такими факторами 16PF, как эмоциональная стабильность, открытость переменам и параметрами экстраверсии (душевность, выразительность и социальная смелость), явно перекликается с результатами исследования, в котором была найдена обратная связь между СБ итальянской версии TAS-20 и факторами эмоциональной стабильности, открытости и энергии (блок экстраверсии) опросника «большой пятерки» (Big Five Questionnaire) [27], - еще одного инструмента, основанного на пятифакторной модели личности.
В настоящем исследовании СБ TAS-20-R находился в достоверной отрицательной корреляции с фактором осознавания правил 16PF, который оценивает аспекты сознательности, особенно чувство долга/долженствования и тенденцию к соблюдению традиционных культуральных стандартов [13]. Такой результат соответствует выводу, сделанному GJ.Taylor и соавт. [33] на основе факторного анализа: социальная конформность не является важным компонентом конструкта алекситимии. Более того, предшествующие исследования среди студентов английского университета показали, что алексити-мия не ассоциирована с доменом «чувство долга» фактора сознательности, измеренного по опроснику NEO-PI-R, несмотря на наличие достоверной отрицательной корреляции алекситимии с доменом «компетенция» [20].
Выявленная нами слабая, но достоверная отрицательная обратная связь между СБ TAS-20-R и фактором самополагания 16PF совпадает с предшествующими описаниями ассоциации между алекси-тимией и зависимостью [4]. С другой стороны, выявленная нами положительная корреляция между TAS-20-R и фактором искушенности 16PF позволяет предполагать, что алекситимия сочетается с осмотрительной сдержанностью и нежеланием раскрываться; это может отражать так называемый «избегающий /недоступный» стиль присоединения, характерный для многих лиц с алекситимией [32].
Дискриминантная валидность TAS-20-R была подтверждена отсутствием значимых корреляций с такими чертами, как доминантность и пессимизм, концептуально не связанными с алекситимией. Аналогичным образом, как и ожидалось, СБ ТAS-20-R не коррелировал с такими личностными чертами, как бдительность и перфекционизм. Последнее сов-
падает с результатами исследования, в котором было установлено, что СБ англоязычной версии TAS-20 достоверно не коррелирует с субшкалой перфекционизма опросника расстройств приема пищи (Eating Disorder Inventory) у студентов университета и у пациенток с нервной анорексией [36].
Интересна выявленная нами умеренная отрицательная корреляция между СБ TAS-20-R и фактором интеллекта 16PF, который отражает способность индивидуума решать вербальные и математические задачи высокого уровня сложности [13]. Поскольку невысокие баллы фактора интеллекта могут отражать низкий уровень образования или интеллекта, указанная ассоциация позволяет предполагать, что уровень образования и/или интеллектуального развития влияет на степень алекситимии. В исследованиях в общей популяции в Финляндии и Германии была показана связь между алексити-мией и низким образовательным уровнем [18, 29]. Кроме того, по некоторым предварительным данным, алекситимия отрицательно коррелирует с вербальным когнитивным развитием [31]. Для изучения связей между СБ TAS-20-R, уровнем образования и показателями когнитивных функций или общего уровня интеллекта необходимы дополнительные исследования на популяционных российских выборках.
Хотя соматизация не входит в определение понятия алекситимии, считается, что лица с алексити-мией склонны к соматическим жалобам из-за присущих им трудностей с распознаванием чувств, тенденцией концентрироваться на телесных ощущениях, сопутствующих эмоциональному возбуждению, и амплифицировать их. Достоверная положительная корреляция между СБ TAS-20-R и СБ ГОСЖ и его субшкалами совпадает с результатами ряда других работ, в которых алекситимия, изучавшаяся с помощью англоязычной и переводных версий TAS-20, ассоциировалась с различными соматическими жалобами [17].
К ограничениям данного исследования относятся относительная однородность выборки, которая включала преимущественно пациентов с диабетом, гендерный дисбаланс (мужчины составляли лишь 26,9% участников) и смещение выборки в сторону лиц старшего возраста (большая доля обследованных > 60 лет). Возможно, что у более молодых взро-
слых, а также у здоровых лиц и в более гетерогенной выборке соматических пациентов корреляции СБ ТА8-20^ с показателями 16PF и ГОСЖ были бы иными. Тем не менее, средний СБ ТА8-20^, равный 52,25±12,38, аналогичен данным, полученным в исследованиях у ряда других больных, в том числе, в первичном медицинском звене в Нидерландах (средний СБ ТАБ-20: 52,91±12,33) [16], больных с воспалительными заболеваниями кишечника в Италии (53,7±13,6) [28] и больных с хронической фибромиалгией в США (55,62±11,58) [21].
Значения коэффициентов внутренней согласованности шкалы ТА8-20^ в целом и для фактора ТИЧ сходны с таковыми англоязычного оригинала ТА8-20 [5] и ряда других переводных версий этой шкалы [35]. Тем не менее, низкие коэффициенты а Кронбаха и не достигающие оптимальных значений средние коэффициенты корреляции между пунктами факторов ТОЧ и ВОМ ставят надежность и гомогенность этих факторов под вопрос. Низкие значения коэффициента а Кронбаха для фактора ВОМ были получены в ряде других исследований и заставили M.Bagby и соавт. [5] предположить, что этот фактор, возможно, целесообразно представить как содержащий не один латентный компонент, а два латентных компонента. Невысокая внутренняя согласованность факторов ТОЧ и ВОМ была установлена для литовской и польской версий ТА8-20 [35]. Это может указывать на разницу в смысловых значениях некоторых пунктов, входящих в эти факторы, в ряде восточно-европейских культур. С учетом результатов данного исследования, мы настоятельно рекомендуем опираться только на суммарный балл ТА8-20-Я и не использовать факторные шкалы в качестве независимых показателей. На самом деле, в намерения авторов ТА8-20 и не входило применение трех факторов в качестве субшкал [7].
Результаты нашей работы подтверждают конвергентную и дискриминантную валидность русскоязычной версии ТА8-20^, однако необходимо провести дополнительные исследования для оценки факториальной валидности шкалы в выборках условно здоровых лиц и в гетерогенных клинических выборках, с применением методики подтверждающего факторного анализа. Кроме того, в этих исследованиях целесообразно было бы провести дополнительную оценку надежности ТАБ-20^.
Приложение
Торонтская шкала алекситимии-20, валидизированный русский вариант (TAS-20-R)
Выразите свое согласие или несогласие с каждым из следующих утверждений этой шкалы, обведя соответствующую цифру. Против каждого утверждения обводите только один ответ: обведите 1, если Вы СОВЕРШЕННО НЕ СОГЛАСНЫ обведите 2, если Вы ОТЧАСТИ НЕ СОГЛАСНЫ
обведите 3, если Вы не можете решить, согласны Вы или не согласны (НИ ТО, НИ ДРУГОЕ) обведите 4, если Вы ОТЧАСТИ СОГЛАСНЫ обведите 5, если Вы СОВЕРШЕННО СОГЛАСНЫ
Совершенно не согласен Отчасти не согласен Ни то, ни другое Отчасти согласен Совершенно согласен
1. Мне часто бывает трудно разобраться, какое чувство я испытываю 1 2 3 4 5
2. Мне трудно подбирать верные слова для своих чувств 1 2 3 4 5
3. У меня бывают такие ощущения в теле, в которых не могут разобраться даже врачи 1 2 3 4 5
4. Я легко могу описать свои чувства 1 2 3 4 5
5. Я предпочитаю анализировать проблемы, а не просто о них рассказывать 1 2 3 4 5
6. Когда я расстроен, я не знаю - то ли мне грустно, то ли я испуган, то ли злюсь 1 2 3 4 5
7. Ощущения в моем теле часто вызывают у меня недоумение 1 2 3 4 5
8. Скорее, я предпочту, чтобы все шло своим чередом, чем буду разбираться, почему вышло именно так 1 2 3 4 5
9. У меня бывают чувства, которые я не могу точно назвать 1 2 3 4 5
10. Очень важно отдавать себе отчет в своих эмоциях 1 2 3 4 5
11. Мне трудно описывать, какие чувства я испытываю к другим людям 1 2 3 4 5
12. Люди советуют мне больше говорить о своих чувствах 1 2 3 4 5
13. Я не знаю, что творится внутри меня 1 2 3 4 5
14. Часто я не знаю, почему я злюсь 1 2 3 4 5
15. Я предпочитаю разговаривать с людьми об их повседневных делах, а не об их чувствах 1 2 3 4 5
16. Я предпочитаю смотреть легкие, развлекательные программы, а не психологические драмы 1 2 3 4 5
17. Мне трудно раскрывать свои самые сокровенные чувства, даже близким друзьям 1 2 3 4 5
18. Я могу чувствовать близость к другому человеку, даже когда мы молчим 1 2 3 4 5
19. При решении личных проблем я считаю полезным разобраться в своих чувствах 1 2 3 4 5
20. Поиск скрытого смысла в фильмах или пьесах мешает получать удовольствие от них 1 2 3 4 5
© (Starostina, Taylor, Bagby, Bobrov and Parker [Старостина Е.Г., Тэйлор Г., Бэгби М., Бобров А.Е., Паркер Г.] - 2009).
При использовании шкалы обязательна ее распечатка с указанием полного списка авторов.
ЛИТЕРАТУРА
1. Абабков B.A., Бабин C.M., Исурина Г.Л. и соавт. Применение Г иссенского опросника соматических жалоб в клинике пограничных нервно-психических и психосоматических расстройств: Методическое пособие. СПб.: Психоневрол. ин-т, 1993. 24 с.
2. Ересько Д.Б., Исурина Г.С., Койдановская Е.В. и соавт. Алек-ситимия и методы ее определения при пограничных психосоматических расстройствах: Методическое пособие. СПб., 1994.
3. Шмелев А.Г., Похилько В.И., Соловейчик А.С. Тест-опросник 16ЛФ. Адаптация опросника 16PF форма А // Практикум по психодиагностике. Психодиагностические материалы. М.: Издательство МГУ, 1988. С. 17-42.
4. Bach M., de Zwaan M., Ackard D. et al. Alexithymia: Relationship to personality disorders // Comprehensive Psychiatry. 1994. Vol. 35. P. 239-243.
5. Bagby M., Parker J.D.A., Taylor G.J. The twenty-item Toronto Alexithymia Scale-I. Item selection and cross-validation of the factor structure // J. Psychosom. Res. 1994. Vol. 38. P. 23-31.
6. Bagby R.M., Taylor G.J., Parker J.D.A. The twenty-item Toronto Alexithymia Scale: Convergent, discriminant, and concurrent validity // J. Psychosom. Res. 1994. Vol. 38. P. 33-40.
7. Bagby R.M., Taylor G.J., Quilty L.C., Parker J.D.A. Reexamining the factor structure of the 20-item Toronto Alexithymia Scale: Commentary on Gignac, Palmer, and Stough // J. Personality Assessment. 2007. Vol. 89. P. 258-264.
8. Besharat M.A. Reliability and validity of a Farsi version of the 20-item Toronto Alexithymia Scale with a sample of Iranian students // Psychol. Reports. 2007. Vol. 101. P. 209-220.
9. Braehler E., Scheer J.W. Der Giessener Beschwerdebogen. Bern, Switzerland: Huber, 1995.
10. Briggs S.R., Cheek J.M. The role of factor analysis in the development and evaluation of personality scales // J. Personality. 1986. Vol. 54. P. 106-148.
11. Brislin R.W. Back-translation for cross-cultural research // J. Cross-cultural Psychol. 1970. Vol. 1. P. 185-216.
12. Cattell R.B. The description and measurement of personality. New York: Harcourt, Brace, & World, 1946.
13. Conn S.R., Rieke M.L. The 16PF Fifth Edition Technical Manual. Champagne, IL: Institute for Personality and Ability Testing, Inc., 1994.
14. Costa P.T., McCrae R.R. Revised NEO Personality Inventory (NEO-PI-R) and NEO Five-factor Inventory (NEO-FFI) professional manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources, 1992.
15.Cserjési R., Luminet O., Li^rd L. A Torontbi Alexitemia Skбla (TAS-20) Magyar vбltozata: Megb^hata^ga Ms faktorvalidMsa egyete-mista mintбn. (Reliability and factor validity of the Hungarian translation of the Toronto Alexithymia Scale in undergraduate student samples // Magyar Pszicholbgiai Szemle. 2007. Vol. 62. P. 355-368.
16. De Gucht V. Stability of neuroticism and alexithymia in somatization // Comprehensive Psychiatry. 2003. Vol. 44. P. 466-471.
17. De Gucht V, Heiser W. Alexithymia and somatisation: A quantitative review of the literature // J. Psychosom. Res. 2003. Vol. 54. P. 425-434.
18. Franz M., Popp K., Schaefer R. et al. Alexithymia in the German general population // Soc. Psychiatry Psychiatric Epidemiol. 2007. Vol.
43. P. 54-62.
19. Lane R., Sechrest L., Reidel R. et al. Impaired verbal and nonverbal emotion recognition in alexithymia // Psychosom. Med. 1996. Vol. 58. P. 203-210.
20. Luminet O., Bagby R.M., Wagner H. et al. Relation between alexithymia and the five-factor model of personality: A facet-level analysis // J. Personality Assess. 1999. Vol. 73. P. 345-358.
21. Lumley M.A., Smith J.A., Longo D.J. The relationship of alexithy-mia to pain severity and impairment among patients with chronic myofascial pain. Comparison with self-efficacy, catastrophizing, and depression // J. Psychosom. Res. 2002. Vol. 53. P. 823-830.
22.Lundh L-G., Johnson A., Sundqvist K., Olsson H. Alexithymia, memory of emotion, emotional awareness, and perfectionism // Emotion. 2002. Vol. 2. P. 361-379.
23. Martinez-Sanchez F. The Spanish version of the Toronto Alexithymia Scale (TAS-20) // Clinica y Salud. 1996. Vol. 7. P. 19-32.
24.Mattila A.K., Kronholm E., Jula A. et al. Alexithymia and somatization in general population // Psychosom. Med. 2009. Vol. 70. P. 716-722.
25.Nemiah J.C., Freyberger H., Sifneos P.E. Alexithymia: A view of the psychosomatic process // Modern trends in psychosomatic medicine / O.W. Hill (Ed.). London: Butterworths, 1976. III. P. 430-439.
26.Nunnally J.C., Bernstein I.H. Psychometric theory, 3rd ed. New York: McGraw Hill, 1994.
27.Picardi A., Toni A., Caroppo E. Stability of alexithymia and its relationships with the ‘Big Five’ factors, temperament, character, and attachment style // Psychother. Psychosom. 2005. Vol. 74. P. 371-378.
28.Porcelli P., Zaka S., Leoci C. et al. Alexithymia in inflammatory bowel disease // Psychother. Psychosom. 1995. Vol. 64. P. 49-53.
29. Salminen J.K., Saarijarvi S., Aarela E. et al. Prevalence of alexithy-mia and its association with sociodemographic variables in the general population of Finland // J. Psychosom. Res. 1999. Vol. 46. P. 75-82.
30. Suslow T., Junghanns K. Impairments of emotion situation priming in alexithymia // Personal Individ. Differences. 2002. Vol. 32. P. 541-550.
31. Tuminaro D.J., Pallone N.J. Alexithymia, verbal intellectual deficit and neurological dysfunction in relation to risk-taking behavior // Curr. Psychol. 2003. Vol. 22. P. 175-184.
32. Taylor G.J. Alexithymia: 25 years of theory and research // Emotion expression and health: Advances in theory, assessment, and clinical applications / I.Nyklfieek, L. Temoshok, A.Vingerhoets (Eds.). New York: Brunner-Routledge, 2004. P. 137-153.
33. Taylor G.J., Bagby R.M., Parker J.D. Disorders of affect regulation: Alexithymia in medical and psychiatric illness. Cambridge: Cambridge University Press, 1997.
34. Taylor G.J., Bagby R.M. New trends in alexithymia research // Psychother. Psychosom. 2004. Vol. 73. P. 68-77.
35. Taylor G.J., Bagby R.M., Parker J.D.A. The 20-Item Toronto Ale-xithymia Scale - IV: Reliability and factorial validity in different languages and cultures // J. Psychosom. Res. 2003. Vol. 55. P. 277-283.
36. Taylor G.J., Parker J.D.A., Bagby R.M., Bourke M.P. Relationships between alexithymia and psychological characteristics associated with eating disorders // J. Psychosom. Res. 1996. Vol. 41. P. 561-568.
37. Taylor G.J., Ryan D., Bagby R.M. Toward the development of a new self-report alexithymia scale // Psychother. Psychosom. 1985. Vol.
44. P. 191-199.
38.Zackheim L. Alexithymia: The expanding realm of research // J. Psychosom. Res. 2007. Vol. 63. P. 345-347.
39.Zhu X., Yi J., Yao S. et al. Cross-cultural validation of a Chinese translation of the 20-item Toronto Alexithymia Scale // Comprehens. Psychiatry. 2007. Vol. 48. P. 489-496.
ТОРОНТСКАЯ ШКАЛА АЛЕКСИТИМИИ (20 ПУНКТОВ):
ВАЛИДИЗАЦИЯ РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ НА ВЫБОРКЕ ТЕРАПЕВТИЧЕСКИХ БОЛЬНЫХ
Е. Г. Старостина, Г. Д. Тэйлор, Л. К. Квилти, А. Е. Бобров, Е. Н. Мошняга, Н. В. Пузырева, М. А. Боброва, М. Г. Ивашкина, М. Н. Кривчикова, Е. П. Шаврикова, Р. M. Бэгби
Целью настоящего исследования была разработка русскоязычной версии 20-пунктовой Торонтской шкалы алекситимии (ТАБ-20) и ее валидизация на выборке терапевтических больных. Оригинальную английскую ТАБ-20 перевели на русский язык, затем выполнили обратный перевод, который модифицировали до получения варианта, обладающего полной лингвистической и смысловой эквивалентностью оригиналу. Затем русскоязычную версию шкалы (ТАБ-20^) применили у 298 терапевтических больных; параллельно с 16-факторным личностным опросником (16-PF) и Гиссенским опросником соматических жалоб (ГОСЖ). Выявленные закономерности корреля-
ций с баллами ГОСЖ и отдельными шкалами 16-PF продемонстрировали конвергентную и дискриминантную валидность шкалы ТА8-20-К. Хотя суммарный балл ТЛ8-20-К и три ее фактора обладали адекватной гомогенностью, достаточную внутреннюю согласованность имели лишь суммарный балл и фактор «трудности идентификации чувств». Для оценки валидности факторной структуры ТЛ8-20-К необходимы дальнейшие исследования на популяционной и гетерогенной клинической выборках.
Ключевые слова: 20-пунктовая Торонтская шкала алекситимии (ТЛ8-20), валидизация на выборке терапевтических больных.
A NEW 20-ITEM VERSION OF THE TORONTO ALEXITHYMIA SCALE:
VALIDATION OF THE RUSSIAN LANGUAGE TRANSLATION IN A SAMPLE OF MEDICAL PATIENTS
Е. G. Starostina, G. D. Taylor, L. Quilty, A. Е. Bobrov, Е. N. Мoshnyaga, N. V. Puzyrev8, М. А. Bobrov8, М. G. Ivashkina, М. N. Krivchikova, Е. P. Shavrikova, R. M. Bagby
The purpose of the current study was to develop a Russian translation of the 20-item Toronto Alexithymia Scale (TAS-20) and examine its validity in a sample of medical patients. The original English version of the TAS-20 was first translated into Russian and then back-translated and modified until cross-language equivalence was established. The Russian version (TAS-20-R) was then administered to 298 diabetic patients, who also completed the 16 Personality Factor Questionnaire (16PF) and the Giessen Inventory of Complaints (GlC). Evidence of convergent and discriminant validity of the
TAS-20-R was demonstrated by a pattern of correlations with the GIC and with selected scales of the 16pF. Although the total TAS-20-R and its three factors demonstrated adequate item homogeneity, only the total scale and the Difficulty Identifying Feelings factor demonstrated adequate internal reliability. Further studies are needed with community and heterogeneous clinical samples to evaluate the factorial validity of the TAS-20-R.
Key words: 20-item Toronto Alexithymia Scale (TAS-20), validation on a sample of somatic patients.
Старостина Елена Георгиевна - доктор медицинских наук, профессор, кафедра эндокринологии ФУВ МОНИКИ им. М.Ф. Владимирского, Москва; e-mail: elena.starostina@rambler.ru
Тейлор Грэм Дж. - профессор психиатрии, отделение психиатрии клиники Маунт Синай и Торонтского университета, Торонто, Канада; e-mail; Graeme.taylor@utoronto.ca
Квилти Лена К. - научный сотрудник отдела клинических научных исследований, Центр аддикций и психического здоровья и отделение психиатрии Торонтского университета, Торонто, Канада; e-mail: Lena.quilty@utoronto.ca
Бобров Алексей Евгеньевич - доктор медицинских наук, профессор, руководитель отделения консультативной психиатрии и психотерапии, ФГУ «Московский НИИ психиатрии» Минздравсоцразвития России; e-mail: bobrov2004@yandex.ru
Мошняга Елена Николаевна - старший лаборант, кафедра эндокринологнии ФУВ МОНИКИ им. М.Ф.Владимирского, Москва; e-mail:endoctor@yandex.ru
Пузырева Наталья Витальевна - врач, городская поликлиника № 71, Москва; e-mail: Nataliya-puzyreva@yandex.ru Боброва Марина Алексеевна - аспирант, кафедра психиатрии Первого МГМУ им. И.М.Сеченова, Москва Ивашкина Марина Георгиевна - кандидат медицинских наук, заведующая кафедрой общей психологии и педагогики ГОУ ВПО РГМУ, Москва; e-mail: wowvovan@yandex.ru
Кривчикова Марина Николаевна - клинический психолог, ГОУ ВПО РГМУ, Москва
Шаврикова Елена Павловна - руководитель отдела биостатистики, PSI Лтд., Санкт-Петербург; e-mail: Elena.Shavrikova@psi-cro.com
Бэгби Майкл - профессор отделения психиатрии и психологии Торонтского университета, директор отдела клинических научных исследований, Центр аддикций и психического здоровья и отделение психиатрии, Торонто, Канада; e-mail: Michael.bag-by@utoronto.ca
