ТРАНСКУЛЬТУРАЛЬНАЯ ВАЛИДНОСТЬ КОНЦЕПЦИИ ВНУТРЕННЕЙ СТИГМЫ У ПСИХИЧЕСКИ БОЛЬНЫХ (ПСИХОМЕТРИЧЕСКИЕ СВОЙСТВА РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ ШКАЛЫ ВНУТРЕННЕЙ СТИГМЫ ПСИХИЧЕСКИХ ЗАБОЛЕВАНИЙ)

Бочарова Мария Олеговна; Васильченко Кирилл Федорович; Лутова Наталия Борисовна; Макаревич Ольга Владимировна; Хобейш Мария Александровна; Сорокин Михаил Юрьевич; Герасимчук Екатерина Сергеевна

Российский медико-биологический вестник

ОРИГИНАЛЬНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ Том 31, № 3, 2023 имени академика И. П. Павлова - 427

УДК 616.89-008-07

DOI: https://doi.org/10.17816/PAVL0VJ321239

Транскультуральная валидность концепции внутренней стигмы у психически больных

/ V V

(психометрические свойства русскоязычной версии Шкалы внутренней стигмы психических заболеваний)

М . О . Бочарова1, 2, К. Ф . Васильченко3, Н. Б . Лутова1, О . В . Макаревич1, М . А. Хобейш1, М. Ю . Сорокин1, Е. С. Герасимчук1Н

1 Национальный медицинский исследовательский центр психиатрии и неврологии имени В . М . Бехтерева, Санкт-Петербург, Российская Федерация;

2 King's College London, London, United Kingdom;

3 Bar-Ilan University, Safed, Israel

АННОТАЦИЯ

Введение. Одним из наиболее распространённых методов оценки интернализованной стигмы является Шкала внутренней стигмы психических заболеваний (англ . : Internalized Stigma of Mental Illness, ISMI) . При этом отмечаются различия в распространенности и восприятии психиатрической стигмы в разных культурах.

Цель. Валидизация русскоязычной версии шкалы ISMI и оценка особенности восприятия стигмы у русскоязычных пациентов с тяжёлыми психическими расстройствами .

Материалы и методы. Обследовано 439 больных с тяжелыми психическими расстройствами (F2 и F3 по Международной статистической классификации болезней и проблем, связанных со здоровьем, 10-го пересмотра) . Психометрические свойства русскоязычной версии шкалы ISMI оценивались с помощью анализа внутренней согласованности . Выполнены эксплораторный (ЭФА) и конфирматорный (КФА) факторные анализы . Для проверки возрастной и половой инвариантности использовались модели MIMIC и MIFA, для выявления дискриминативности и точности балльных оценок — обобщённая модель частичного доверия GPCM . Результаты ЭФА сравнивали с данными, полученными Областной клинической больницей (n = 102) при использовании независимой альтернативной версии перевода ISMI на русский язык

Результаты. Внутренняя согласованностьрусскоязычной версии опросника ISMI былавысокой: а Кронбаха—0,90 . ЭФА позволил выделить 4 фактора . Первый фактор («Деморализация», Ф1) объединил элементы, соответствующие субшкале 1 («Отчуждение») и субшкале 2 («Социальная изоляция») оригинальной версии опросника ISMI . Три других фактора, выделенных в данном исследовании по составу пунктов, соответствовали остальным субшкалам исходной шкалы ISMI . Во всех видах проведённого анализа 14 пункт обладал низкой факторной нагрузкой . КФА подтвердил четырехфакторную структуру. MIMIC и MIFA на выборке показали общую возрастную и гендерную инвариантность при их недостаточной мощности . Модель GPCM показала хорошие характеристики дискриминативости и трудности выбора балльной оценки для всех факторов, кроме четвертого («Сопротивление стигме»), ЭФА, выполненный на данных альтернативной выборки, также не смог полноценно воспроизвести пятифакторную структуру исходной шкалы ISMI за счёт эклектичного перемешивания пунктов оригинальной шкалы внутри пяти выделенных структур .

Заключение. Подтверждена пригодность использования инструмента оценки внутренней стигмы для русскоговорящей популяции . Исследование подчеркивает актуальность и необходимость расширения транскультурных исследований психологических реакций психиатрических пациентов

Ключевые слова: социальная стигма; ментализация; культуральная психиатрия; психометрия; валидизация; ISMI Для цитирования:

Бочарова М.О., Васильченко К.Ф., Лутова Н.Б., Макаревич О.В., Хобейш М.А., Сорокин М.Ю., Герасимчук Е.С. Транскультуральная валидность концепции внутренней стигмы у психически больных (психометрические свойства русскоязычной версии Шкалы внутренней стигмы психических заболеваний) // Российский медико-биологический вестник имени академика И. П. Павлова. 2023. Т. 31, № 3. С. 427-440. D0I: https://doi.org/10.17816/PAVL0VJ321239

Рукопись получена: 10 . 03 . 2023 Рукопись одобрена: 19 . 04 . 2023 Опубликована: 30 . 09 . 2023

ORIGINAL STUDY ARTICLES 428 -

DOI: https://doi.org/10.17816/PAVL0VJ321239

Transcultural Validity of Concept of Internalized Stigma in Patients with Mental Illnesses (Psychometric Properties of Russian Version of Internalized Stigma of Mental Illness Scale)

Mariya O . Bocharova1, 2, Kirill F. Vasil'chenko3, Nataliya B . Lutova1, Ol'ga V. Makarevich1, Mariya A. Khobeysh1, Mikhail Yu . Sorokin1, Ekaterina S . Gerasimchuk1 H

1 V. M . Bekhterev National Medical Research Centre for Psychiatry and Neurology, Saint-Petersburg, Russian Federation;

2 King's College London, London, United Kingdom;

3 Bar-Ilan University, Safed, Israel

ABSTRACT

INTRODUCTION: One of the commonest methods of evaluation of internalized stigma is Internalized Stigma of Mental Illness (ISMI) scale where the differences in the prevalence and perception of mental stigma in different cultures are specified .

AIM: Validation of Russian version of ISMI scale and evaluation of peculiarities of perception of stigma by Russian-speaking patients with severe psychiatric disorders .

MATERIALS AND METHODS: Four hundred thirty nine patients with severe psychiatric disorders (F2 and F3 according to the International Statistical Classification of Diseases and Related Health Problems, 10th revision) were examined . The psychometric properties of the Russian version of ISMI scale were evaluated using internal consistency analysis . Exploratory and confirmatory factor analysis (EFA and CFA, respectively) were performed . To check age- and gender-related invariance, MIMIC and MIFA models were used, and discriminative power and accuracy of scoring were identified using generalized partial credit model (GPCM) . The results of EFA were compared with the data obtained in the Regional Clinical Hospital (n = 120) using independent alternative version of ISMI translation into Russian .

RESULTS: The internal consistency of the Russian version of ISMI questionnaire was high: Chronbach's a — 0 . 90 . EFA permitted to identify 4 factors . The first factor ('Demoralization', F1) combined elements corresponding to subscale 1 ('Alienation') and subscale 2 ('Social withdrawal') of the original version of ISMI questionnaire . The other three factors identified in this study according to the content of the items, corresponded to the remaining subscales of the original ISMI scale . In all kinds of the conducted analysis, item 14 had low factor weight . CFA confirmed the four-factor structure . In the sample, MIMIC and MIFA showed the general age- and gender-related invariance with their insufficient power GPCM showed good characteristics of discriminative power and difficulties in choice of scoring for all factors except the fourth one ('Resistance to stigma') . EFA performed on the data of the alternative sample, neither could reliably reproduce the five-factor structure of the original ISMI scale due to eclectic mixing of the items of the original scale within five isolated structures

CONCLUSION: The suitability of using the internalized stigma assessment tool for the Russian-speaking population has been confirmed The study highlights the relevance and necessity of expanding transcultural studies of psychological reactions of psychiatric patients

Keywords: social stigma; mentalization; cultural psychiatry; psychometry; validation; ISMI For citation:

Bocharova M0, Vasil'chenko KF, Lutova NB, Makarevich 0V, Khobeysh MA, Sorokin MYu, Gerasimchuk ES. Transcultural Validity of Concept of Internalized Stigma in Patients with Mental Illnesses (Psychometric Properties of Russian Version of Internalized Stigma of Mental Illness Scale). I. P. Pavlov Russian Medical Biological Herald. 2023;31(3):427-440. DOI: https://doi.org/10.17816/PAVL0VJ321239

Received: 10 . 03 . 2023

ECO t^Í T O ñ

Accepted: 19 . 04 . 2023

Published: 30 . 09 . 2023

СПИСОК СОКРАЩЕНИЙ

КФА — конфирматорный факторный анализ МКБ-10 — Международная статистическая классификация болезней и проблем, связанных со здоровьем, 10-го пересмотра США — Соединенные Штаты Америки A — alienation (отчуждение)

CFI — wmparative fit index (сравнительный индекс пригодности) DE — discrimination experience (опыт дискриминации) IFA — item factor analysis (факторный анализ элементов)

ISMI — internalised stigma of mental illness (интернализированная стигма психического заболевания)

RMSEA — root mean square error of approximation (среднеквадратичная ошибка приближения) SE — stereotype endorsement (одобрение стереотипов) SR — stigma resistance (сопротивление стигме) SW — social weakened (социальная изоляция)

ВВЕДЕНИЕ

Роль психиатрической стигмы в последние десятилетия привлекает все большее внимание клиницистов и исследователей [1, 2] . В опубликованной литературе было показано, что выраженный уровень интернализи-рованной (внутренней) стигмы может негативно влиять практически на все аспекты жизни людей, страдающих психическими расстройствами, включая социальную адаптацию [3], риск развития вторичных психосоматических, тревожных и депрессивных расстройств [4], a также обращаемость за психиатрической и психологической помощью [5], приверженность лечению [6], количество повторных госпитализаций, непосредственно исход терапии [7] и качество жизни пациентов в целом [8] .

Описанные наблюдения диктуют необходимость дальнейших исследований структуры интернализиро-ванной стигмы и подходов к борьбе с ее негативным влиянием в процессе оказания психиатрической помощи страдающим психическими расстройствами Это, в свою очередь, требует адаптации и использования валидных психометрических инструментов оценки самостигматизации

Одним из наиболее распространенных инструментов оценки внутренней стигмы в психиатрии является шкала Интернализированной стигмы психического заболевания (англ . : Internalised Stigma of Mental Illness, ISMI) . Шкала ISMI была разработана в 2013 г . в Соединенных Штатах Америки (США) и включает 29 вопросов, ориентированных на оценку текущего опыта, связанного с пятью доменами стигматизации у лиц с психическими расстройствами [9] . Опросник был переведен и валиди-рован в ряде стран: полная валидизация инструмента с определением психометрических свойств адаптированных шкал проводилась для некоторых популяций, в частности США, Великобритании, Южной Кореи, Израиля, Эфиопии, Австрии, Турции, Южной Африки [10] . Однако не во всех публикациях, посвященных валида-ции переводных версий ISMI, была подтверждена его первоначальная пятифакторная структура. В таблице 1 систематизированы данные о случаях, когда факторная структура или количественное наполнение

факторов оригинального опросника не были подтверждены при транскультуральной адаптации инструмента .

Так, например, У . ТапаЬе, е1 а1 . (2016) ограничились четырехфакторной структурой с полным исключением фактора «Сопротивления стигме» [12] . В другом примере валидизации китайской версии опросника были получены оригинальные пять факторов, однако отмечена низкая факторная нагрузка вопроса 14 (относящегося к фактору «Сопротивление к стигме» в оригинальной версии !БМ!) [14] . Мы предположили, что, с одной стороны, внутренняя стигматизация психиатрических пациентов имеет высокую культуральную и даже микросоциальную обусловленность, а с другой — исключение вопроса 14 позволит сохранить фактор «Сопротивление к стигме» в структуре валидизиро-ванного русскоязычного опросника

Цель — разработать валидизированную на русскоязычной выборке пациентов с тяжёлыми психическими расстройствами версии опросника оценки внутренней стигмы

Задачи исследования:

1) перевод оригинальной шкалы !БМ! на русский язык;

2) оценка внутренней валидности и психометрических свойств русскоязычной версии !БМ!, включающей 28 вопросов (т . е . с исключением вопроса 14);

3) сопоставление данных апробированной версии русскоязычного опросника оценки внутренней стигмы с независимой выборкой пациентов из другого региона России, обследованных с помощью альтернативного перевода опросника !БМ! [2].

МАТЕРИАЛЫ И МЕТОДЫ

Процедуры исследования были рассмотрены и одобрены на заседании Независимого этического комитета (ЭК-И-105/18 от 25 . 09 . 2018).

На первом этапе исследования проводился перевод на русский язык и языковая адаптация шкалы !БМ!. Выборка из г . Омска (п = 102) была обследована с использованием русскоязычной версии опросника,

ORIGINAL STUDY ARTICLES Vol. 31 (3) 2023 Medical Biological Herald 430 - -

Таблица 1. Данные международных исследований факторной структуры шкалы Интернализированной стигмы психического заболевания

Страна адаптации, авторы, год публикации, источник Степень репликации Нереплицированные параметры

Южная Корея, J. E. Boyd, et al., 2014 [10] Частичная 5 факторов: отчуждение, воспринимаемая дискриминация, негативные стереотипы, сопротивление стигме, обесценивание и социальная самоизоляция

Китай, J. E. Boyd, et al., 2014 [10] Частичная 5 факторов: отрицание ценности, социальная самоизоляция, одобрение стереотипов, воспринимаемая дискриминация, бессмысленность жизни

Австрия, J. E. Boyd, et al., 2014 [10] Частичная 5 факторов: 17 из 29 вопросов имели верные факторные нагрузки, остальные 12 (не включали пункты субшкалы «Отчуждение») — высокие факторные нагрузки в ошибочных факторах и меньшие для ожидаемых факторов

Соединенные Штаты Америки (арабоговорящие эмигранты), J. E. Boyd, et al., 2014 [10] Не реплициро-вана

Эфиопия, J. E. Boyd, et al., 2014 [10] Частичная 4 фактора: самоизоляция, воспринимаемая дискриминация, отчуждение, одобрение стереотипов. «Сопротивление стигме» не исследовалось.

Китай, Y. J. Lien, et al., 2015 [11] Частичная Выделено 4 фактора +1 («Сопротивление стигме»): вопросы 29 и 23 (оригинальный фактор «Одобрение стереотипов») продемонстрировали большие факторные нагрузки в субшкалах «Социальная самоизоляция» и «Отчуждение» соответственно

Япония, Y. Tanabe, et al., 2016; [12] Частичная Выделено 4 фактора: социальная самоизоляция, отчуждение, опыт дискриминации, одобрение стереотипов; 1 фактор включал вопросы из «Социальной самоизоляции» и «Отчуждения». 4 вопроса имели низкие факторные нагрузки. «Сопротивление стигме» не исследовалось.

Чехия, M. Ociskova, et al, 2014 [13] Частичная Выделено 4 фактора. Отчуждение и социальная самоизоляция составляли единый фактор. 3 вопроса из «Одобрения стереотипов» и 4 вопроса из «Воспринимаемой дискриминации» имели неверные факторные нагрузки (и вторые по мощности — в верных факторах).

полученной от авторов и не имеющей в открытом доступе данных о результатах валидизации. Для обследования выборки из г . Санкт-Петербурга (n = 439) был использован альтернативный вариант перевода оригинальной англоязычной версии опросника ISMI, которая была представлена в статье J . E . Boyd, et al. (2014) [10], находящейся в свободном доступе в сети Интернет. Перевод шкалы на русский язык осуществлялся двумя независимыми переводчиками с дальнейшим сопоставлением русскоязычных вариантов опросника и выбором наилучшей версии . Затем при помощи независимого третьего переводчика вслепую производился обратный перевод. Финальный вариант перевода определялся в течение нескольких консультационных встреч участников рабочей группы по адаптации опросника

На втором этапе исследования была проведена апробация опросника на выборке из 439 пациентов, проходивших стационарное и амбулаторное лечение в отделении интегративной фармако-психотерапии больных психическими расстройствами Национального медицинского исследовательского центра психиатрии и неврологии имени В . М . Бехтерева (Санкт-Петербург) . У пациентов регистрировались следующие

социодемографические, а также клинические данные: пол, возраст, трудовая занятость, диагноз, количество госпитализаций и длительность заболевания .

На третьем этапе была проведена оценка психометрических свойств (валидация) русскоязычной версии опросника ISMI . Она была реализована в ходе изучения внутренней согласованности (надежности) шкалы, эксплораторного факторного анализа для первичного выявления факторной структуры опросника, конфирматорного факторного анализа для подтверждения выявленной факторной структуры, а также оценки инвариантности измерений в зависимости от пола и возраста пациентов. Результаты эксплораторного факторного анализа были сопоставлены для двух независимо проведённых переводов оригинальной шкалы, применённых в параллельных выборках пациентов с тяжёлыми психическими расстройствами. Далее для данных проводилась оценка показателя дискрими-нативности вопроса и трудности утверждения при помощи обобщенной модели частичного доверия (англ : Item Response Theory, IRT).

Основная выборка (n = 439) — это больные с тяжелыми психическими расстройствами, имеющие

диагнозы в рубриках F2 и F3 Международной статистической классификации болезней и проблем, связанных со здоровьем, 10 пересмотра (МКБ-10) и находящиеся на стационарном лечении или обратившиеся за амбулаторной помощью

Критерии включения:

1) подписание добровольного информированного согласия;

2) возраст пациентов от 18 до 70 лет;

3) добровольное получение стационарной или амбулаторной психиатрической помощи в связи с ухудшением состояния;

4) наличие диагноза в рамках рубрик F2 или F3 по МКБ-10 .

Критерии невключения:

1) наличие коморбидного психического расстройства вне рубрик F2 и F3 МКБ-10;

2) наличие выраженной острой психотической или негативной симптоматики, ограничивающей возможность понимать смысл и выполнять процедуры исследования

Критерий исключения: неполное заполнение опросника

Описательная статистика. Характер распределения числовых переменных определялась путем визуализации данных при помощи гистограммы Результаты исследования количественных переменных представлены с указанием средних и их стандартных отклонений (M [SD]) . Описывалась частотность категориальных переменных (% от общей выборки) .

Оценка внутренней согласованности. Анализ внутренней согласованности проводили с помощью вычисления коэффициента а-Кронбаха до и после исключения вопроса 14 . Также оценивалась корреляция баллов по каждому из вопросов с суммарным баллом по опроснику

Эксплораторный факторный анализ. Возможность проведения эксплораторного факторного анализа на имеющихся данных оценивалась при помощи критерия сферичности Бартлетта и меры адекватности выборки Кайзера-Мейера-Олкина .

Для проведения эксплораторного и конфирматор-ного факторных анализов выборка была случайным образом разделена на две непересекающиеся части согласно рекомендациям [15]. В связи с тем, что все ответы на вопросы в ISMI являются порядковыми переменными, был использован метод Item Factor Analysis (IFA) для категориальных данных при помощи факторного анализа полихорической матрицы . Был использован метод наклонной ротации промакс (англ . : promax) . Факторы с эйгенвеличиной 0,9 и выше сохранялись в модели . Кроме того, оценивалась интеркорреляция между суммарными баллами по отдельным факторам и общим суммарным баллом по шкале ISMI при помощи коэффициента корреляции Спирмена (г).

Сопоставление результатов эксплораторного факторного анализа с независимой альтернативной выборкой. Предположение об инвариативности структуры внутренней стигмы у пациентов с психическими расстройствами в различных регионах России было апробировано при сопоставлении выборки пациентов (n = 103), обследованных с помощью альтернативной версии опросника ISMI, с данными, полученными на основной выборке . Критерии включения, невключения, исключения выборки сравнения были аналогичны основной . В результирующую модель эксплораторного факторного анализа были включены факторы, полученные в выборке сравнения, с эйгенвеличиной более 0,9 .

Конфирматорный факторный анализ (КФА) был использован на второй половине выборки пациентов для подтверждения факторной структуры, выявленной на этапе эксплораторного факторного анализа КФА проводился при помощи моделирования структурными уравнениями (англ . : Structural Equation Modelling). Пригодность модели оценивалась по показателю хи-квадрат (х2) и соотношению у2 со степенями свободы . Соотношение х2/степени свободы < 3 соответствует хорошему факторному решению [15] .

Другими параметрами, используемыми для оценки пригодности модели, были сравнительный индекс пригодности (англ . : Comparative Fit Index, CFI) и среднеквадратичная ошибка приближения (англ . : Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA) [15] . Значения CFI > 0,90 и RMSEA < 0 . 05 указывают на хорошую пригодность .

Оценка инвариантности по полу и возрасту. Оценка инвариантности измерений в зависимости от пола и возраста проводилась при помощи составления моделей MIFA и MIMIC соответственно . Модель MIFA подразумевает стратификацию моделей, использованных в КФА, по уровням бинарной переменной (в данном случае по полу) для оценки устойчивости факторной нагрузки в каждой категории . Модель MIMIC предполагает введение дополнительной непрерывной переменной (индикатора) в модель КФА для оценки влияния этой переменой на устойчивость факторной структуры . Оценка пригодности модели производилась так же, как описано выше .

Современная модель оценки психометрических свойств шкалы (IRT). IRT стремится смоделировать способ проявления конструктов с точки зрения наблюдаемой реакции на элемент [15] . В рамках данного исследования использовалась модель частичного доверия (англ . : Generalized Partial Credit Model, GPCM), позволяющая оценить два параметра для каждого из пунктов шкалы: показатель дискриминативности вопроса и показатели трудности утверждения (порога выбора между ответами «1» и «2», «2» и «3», «3» и «4» для каждого вопроса)

Параметр дискриминации определяет, насколько эффективно уровни вопроса (напр . , варианты ответа «1», «2», «3» или «4») позволяют разделить уровни

ORIGINAL STUDY ARTICLES 432 -

латентной черты. Теоретически значения параметра дискриминации могут располагаться в диапазоне от -«> до +~, однако величины с отрицательным значением принято считать проблематичными, поскольку они могут указывать на диссонанс между возрастанием «тяжести» признака и последовательностью вариантов ответа .

Параметр трудности определяет порог перехода на новый уровень утверждения, т. е . трудность получения ответа «2» в сравнении с ответом «1» («3» в сравнении с «2», «4» в сравнении с «3») в вопросе, где ответ «1» соответствует наименьшей выраженности латентного признака. Наилучшим показателем трудности является возрастание коэффициента трудности от ответа «1» к ответу «4» .

РЕЗУЛЬТАТЫ

Средний возраст пациентов (М [5й]), включённых в исследование, составил 35,5 [12,2] года . Доля

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

женщин в выборке (58,3%) несколько превосходила таковую для мужчин — 41,7% . Работающими были 26,4% респондентов, без постоянной трудовой занятости — 73,6% . Нозологически выборка характеризовалась наличием диагноза по МКБ-10: в рубрике Р2 (шизофрения, шизотипические и бредовые расстройства) — у 80,5% пациентов, в рубрике Р3 (аффективные расстройства) — у 19,5% пациентов . Средняя длительность заболевания (М [БО]) составила 11,6 [9,1] года, при среднем количестве госпитализаций — 5,9 [4,7] раза

Критерий внутренней согласованности по опроснику (а Кронбаха; англ . : СгопЬасЬ'в а) в целом составил 0,90 .

Эксплораторный факторный анализ. Критерий сферичности Бартлетта (4534,87 (387), р < 0,001) и мера адекватности выборки Кайзера-Мейера-Олкина (0,917) показали, что данные подходят для проведения факторного анализа . Результаты эксплораторного факторного анализа по выборке представлены в таблице 2 .

Таблица 2. Результаты эксплораторного факторного анализа изучаемой выборки пациентов

Пункты Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Фактор 4

1 0,8419 (A)

6 0,8286 (A)

7 0,2674 (SW)

10 0,7292 (A)

12 0,5517 (A)

16 0,5536 (A)

19 0,5947(SW)

20 0,7077 (SW)

21 0,4319 (SW)

23 0,6390 (SW)

24 0,6250 (SW)

27 0,6524 (A)

2 0,3107 (SE)

5 0,4426 (SE)

8 0,5838 (SE)

11 0,5266 (SE)

13 0,5227 (DE)

18 0,5040 (SE)

22 0,5709 (SE)

28 0,7447 (SE)

4 0,53 3 6 (DE)

15 0,4873 (DE)

17 0,4186 (DE)

26 0,7879 (DE)

3 0,6815 (SR)

9 0,3769 (SR)

25 0,7176 (SR)

29 0,5018 (SR)

14 0,0145 (SR)

Примечания: в скобках приведены наименования факторов, которым каждый из пунктов принадлежит согласно факторной структуре оригинального опросника ISMI: A — отчуждение (англ.: alienation), SW — социальная изоляция (англ.: social weakened, SE — одобрение стереотипов (англ.: stereotype endorsement), DE — опыт дискриминации (англ.: discrimination experience), SR — сопротивление стигме (англ.: stigma resistance) (J. B. Ritsher, et al., 2003 [9])

Российский медико-биологический вестник

ОРИГИНАЛЬНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ Том 31, № 3, 2023 имени академика И. П. Павлова

В результате анализа была определена четырех-факторная структура шкалы: фактор 1 объединил вопросы, относящиеся к субшкалам «Отчуждение» и «Социальная изоляция» в факторной структуре оригинальной шкалы [9] . Семантически выделенный фактор 1 отражал явление «Деморализации» пациентов [16] . Факторы 2 и 3 отличались по набору вопросов от оригинальных субшкал !БМ! незначительно . Так, например, вопрос 13 («Никто бы не заинтересовался сблизиться со мной, потому что у меня есть психическое заболевание»), который в структуре русскоязычной версии !БМ! вошёл в фактор 2 «Самосегрегация», в структуре оригинальной версии шкалы относился к фактору «Опыт дискриминации» . Фактор 3 русскоязычной версии включал только вопросы, относящиеся к субшкале «Опыт дискриминации» оригинальной версии методики, и получил название «Воспринимаемое обесценивание» в соответствии с содержательной спецификой . Последний выделенный

фактор (4) включал вопросы, относящиеся к субшкале «Сопротивление стигме» оригинальной методики !БМ!, в связи с чем сохранил название, используемое в других языковых вариантах опросника . Существенным отличием русскоязычной версии инструмента стали низкие факторные нагрузки вопроса №14, первоначально входившего в фактор 4 «Сопротивление стигматизации» Этот вопрос по результатам анализа не был включён в итоговую версию русскоязычного опросника

Оценка внутренней согласованности. Коэффициент внутренней согласованности трёх первых выделенных факторов был достаточно высоким СгопЬаеЬ'э а от 0,65 до 0,90 (табл . 3) . На уровень согласованности 4 фактора значительно влияло наличие вопроса 14, исключение которого улучшало согласованность субшкалы . При этом включение или исключение вопроса 14 не оказывало эффекта на внутреннюю согласованность опросника в целом

Таблица 3. Показатели внутренней согласованности четырехфакторной модели

Параметры Коэффициент а Кронбаха

Фактор 1 0,90

Фактор 2 0,76

Фактор 3 0,65

Фактор 4 (с 14 вопросом) 0,49

Фактор 4 (без 14 вопроса) 0,55

Общий показатель а для шкалы 0,90

Общий показатель а для шкалы (без вопроса 14) 0,90

Результаты анализа корреляции между суммарными баллами по отдельным факторам (включая и исключая вопрос 14 для фактора 4) и общим суммарным баллом по шкале !БМ! представлены в таблице 4 . Коэффициенты интеркорреляции между всеми факторами, кроме 4, соответствовали среднему, высокому и очень высокому уровню Суммарный балл по фактору 4 показал только слабую интеркорреляцию с общим баллом опросника и отсутствие корреляции с тремя другими факторами

Конфирматорный факторный анализ. Модель, примененная нами для КФА, имела хорошую пригодность как при включении, так и при исключении вопроса 14 (табл 5) КФА (табл 6) подтвердил результаты эксплораторного факторного анализа (за исключением вопроса 14 в модели, включавшей этот вопрос) При этом вопрос 9 в обеих моделях имел достоверные, но низкие факторные нагрузки

Таблица 4. Интеркорреляция между суммарными баллами по отдельным факторам (четырехфакторная структура) и общим суммарным баллом по шкале Интернализированной стигмы психического заболевания

Параметры Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Фактор 4 (с 14 вопросом)

Фактор 1 - 0,69 0,62 0,09

Фактор 2 0,69 - 0,57 0,04

Фактор 3 0,62 0,57 - 0,07

Фактор 4 (с 14 вопросом) 0,09 0,04 0,07 -

Фактор 4 (без 14 вопроса) 0,07 0,03 0,04 0,94

Общий балл 0,93 0,81 0,75 0,29

Общий балл (без 14 вопроса) 0,94 0,82 0,75 0,26

ORIGINAL STUDY ARTICLES Vol. 31 (3) 2023 Medical Biological Herald 434 - -

Таблица 5. Конфирматорный факторный анализ: факторная нагрузка для четырехфакторной модели с вопросом 14 и четырехфакторной модели без вопроса 14

Номер вопроса Факторная нагрузка (четырехфакторная модель — без исключения вопросов) Факторная нагрузка (четырехфакторная модель — без вопроса 14) 61 62 63 а

1 0,63*** 0,63*** -1,66*** 0,086 1 82*** 1,35***

6 0 70*** 0 70*** 1 17*** 0,24** 1,60*** 1,86***

7 0,50*** 0,50*** 1 38*** 1,46*** 1 93*** 0 87***

10 0,65*** 0,65*** 1 98*** -0,335** 1 37*** 1 41***

12 0 72*** 0 72*** 1 32*** 0 20*** 1 54*** 1 80***

16 0,63*** 0,63*** 1 62*** -0,030*** 2 01*** 1 28***

19 0,65*** 0,65*** 0 87*** 0 79*** 2 20*** 171***

20 0,74*** 0,74*** 0 91*** 0,092 1 59*** 1 89***

21 0,66*** 0,66*** 0 91*** 0,66*** 1,85*** 1 70***

23 0,67*** 0,67*** -0,68*** 0,53*** 2 16*** 1 75***

24 0,35*** 0,35*** 3 02*** -0,12 3 99*** 0,54***

27 0,46*** 0,46*** 2 00*** -0,28 2 28*** 0, 68***

4 0,62*** 0,62*** -1,86*** 101*** 3,84*** 0 81***

15 0,84*** 0,84*** -1,56*** 0,60*** 2 08*** 1 24***

17 0,76*** 0,76*** -1,65*** 0,67*** 2 91*** 1 07***

26 0,62*** 0,62*** -1 95*** 0 71*** 3 14*** 0,84***

2 0 37*** 0 37*** -2,86*** 0,52* 3 79*** 0,47***

5 0,53*** 0,53*** 0 91*** 2 02*** 2 37*** 0 91***

8 0 70*** 0 70*** -0,60*** 1 08*** 2,53*** 1 47***

11 0,76*** 0,76*** 1 18*** 0 77*** 1 71*** 1,58***

13 0,64*** 0,64*** 0 97*** 1 41*** 2 30*** 1 39***

18 0,68*** 0,68*** -0,61*** 1 70*** 1 79*** 1,40***

22 0,65*** 0,65*** 1 28*** 0 72*** 2 62*** 1 20***

28 0,36*** 0,36*** -0,81** 1 47*** 3 98*** 0,50***

3 0,65*** 0,66*** 26,58 1,31 -22,41 -0,039

9 0,19** 0,19** -16,33 2,28 15, 13 0,099

14 0,006 - -14,93 -1,01 13, 18 0,088

25 0 72*** 0 72*** -32,43 3,26 27, 29 0,021

29 0,33*** 0,33*** -8,00* -0,64 7, 8* 0,15*

Примечания: показатели обобщенной модели частичного доверия: а — показатель дискриминативности вопроса; 51, 52, 53 — показатели трудности утверждения (порога выбора между ответами «1» и «2», «2» и «3», «3» и «4» для каждого вопроса; *** — р < 0,001; ** — р < 0,01; * — р < 0,05)

Таблица 6. Оценка моделей конфирматорного факторного анализа для четырехфакторной структуры с вопросом 14, четырехфакторной структуры без вопроса 14 и трехфакторной структуры

Параметры Х2 (df) Сравнительный индекс соответствия Индекс Такера-Льюиса Среднеквадратичная ошибка приближения (90% ДИ) Стандартизированный среднеквадратичный остаток

Четвёртый фактор 477,27 (340)*** 0,934 0,921 0,043 (0,034-0,052) 0,066

Четвёртый фактор без 14 пункта 427,79 (313)*** 0,944 0,932 0,041(0,031-0,050) 0,065

Анализ, проведённый при помощи обобщенной модели частичного доверия, показал достаточные уровни дискриминативности (а) и трудности (б) всех вопросов, относящихся к выявленным факторам: 1 «Деморализации», 2 «Самосегрегация» и 3 «Восприятие обесценивания» . Однако все пункты фактора 4 «Сопротивление стигме», кроме пункта 29, не показали достаточной дискриминативности и трудности, что может указывать на проблематичность вопросов этого фактора .

Оценка инвариантности по полу и возрасту позволила обнаружить отсутствие вариабельности

Сопоставление данных с независимой альтернативной выборкой. Результаты эксплораторного факторного анализа выборки пациентов представлены в таблице 7 .

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

В результате сопоставления были подтверждены данные, полученные на исследовательской выборке: единая семантическая структура одного из факторов,

факторной структуры в зависимости от возраста в моделях как с включением, так и с исключением пункта 14 (рис . 1) . Оценка инвариантности по полу показала отсутствие статистически значимой факторной нагрузки для вопросов 9, 14, 17, 26, и 28 у мужчин и 2, 9 и 14 у женщин (рис . 2, 3); аналогичные результаты были получены и с применением модели, исключающей пункт 14 (рис . 2Б и 3Б соответственно) . Однако утрата некоторыми факторными нагрузками статистической значимости может быть обусловлена недостаточной мощностью анализа при разделении по полу

объединяющего вопросы из оригинальных разделов «Отчуждение» и «Социальная самоизоляция»; инвариантность в российской популяции состава фактора «Сопротивление стигматизации» В факторах 3 и 5 из восьми вопросов шесть имели неверные факторные нагрузки, что, вероятно, может быть объяснено малым объемом выборки пациентов

Рис. 1. Оценка инвариантности в зависимости от возраста: А — с включением вопроса 14, Б — с исключением вопроса 14.

Примечание: Прямые стрелки от латентных факторов к наблюдаемым переменным (вопросам) обозначают факторную нагрузку каждого вопроса; изогнутые стрелки между факторами обозначают ковариацию между данными факторами. Показатели ковариации между отдельными наблюдаемыми переменными (вопросами) опущены в целях упрощения иллюстрации.

Рис. 2. Оценка инвариантности в зависимости от пола для мужчин-респондентов: А — с включением вопроса 14, Б — с исключением вопроса 14.

Примечание: Прямые стрелки от латентных факторов к наблюдаемым переменным (вопросам) обозначают факторную нагрузку каждого вопроса; изогнутые стрелки между факторами обозначают ковариацию между данными факторами. Показатели ковариации между отдельными наблюдаемыми переменными (вопросами) опущены в целях упрощения иллюстрации.

Рис. 3. Оценка инвариантности в зависимости от пола для женщин-респондентов: А — с включением вопроса 14, Б — с исключением вопроса 14.

Примечание: Прямые стрелки от латентных факторов к наблюдаемым переменным (вопросам) обозначают факторную нагрузку каждого вопроса; изогнутые стрелки между факторами обозначают ковариацию между данными факторами. Показатели ковариации между отдельными наблюдаемыми переменными (вопросами) опущены в целях упрощения иллюстрации.

Российский медико-биологический вестник

ОРИГИНАЛЬНЫЕ ИССЛЕДОВАНИЯ Том 31, № 3, 2023 имени академика И. П. Павлова

Таблица 7. Результаты эксплораторного факторного анализа изучаемой выборки пациентов

Пункты Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Фактор 4 Фактор 5

1 0,7598 (A)

4 0,6874 (DE)

5 0,4397(SE)

8 0,6362 (SE)

13 0,5011(DE)

17 0,7249(DE)

20 0,4291 (SW)

22 0,6066 (SE)

26 0,6503 (DE)

27 0,8861 (A)

29 -0,7116 (SR)

6 0,4820 (A)

10 0,8038 (A)

11 0,8875 (SE)

12 0,5528 (A)

16 0,6635 (A)

19 0,7282 (SW)

21 0,5475 (SW)

23 0,5768 (SW)

2 0,9828 (SE)

7 0,6279 (SW)

14 -0,5319 (SR)

18 0,8145 (SE)

24 0,5078 (SW)

3 0,8716 (SR)

25 0,7925 (SR)

9 0,3477 (SR) 0,4240 (SR)

15 0,4976 (DE)

28 0,6711 (SE)

Примечания: в скобках приведены наименования факторов, которым каждый из пунктов принадлежит согласно факторной структуре оригинального опросника: A — отчуждение (англ.: alienation), SW — социальная изоляция (англ.: social weakened, SE — одобрение стереотипов (англ.: stereotype endorsement), DE — опыт дискриминации (англ.: discrimination experience), SR — сопротивление стигме (англ.: stigma resistance) (J. B. Ritsher, et al., 2003 [9])

ОБСУЖДЕНИЕ

В результате проведённого исследования был разработан валидный русскоязычный инструмент для психометрической оценки интернализированной стигмы психического расстройства — способ оценки внутренней стигмы, количественное и качественное наполнение которого на 97% (за исключением одного вопроса) соответствует международному инструменту !БМ!. Алгоритм способа оценки внутренней стигмы применим для пациентов с тяжёлыми психическими расстройствами [17]. В то же время процедуры валидиза-ции оригинального опросника выявили существенную

специфику изучаемого психологического конструкта у русскоязычной выборки пациентов с тяжёлыми психическими расстройствами . Подобно версиям !БМ! для Чехии, Эфиопии, Японии [10, 12, 13], в русскоязычной популяции была подтверждена меньшая вариативность компонентов интернализированной стигмы, состоящая их 3-х факторов и фактора (субшкалы) «Сопротивление стигме» . Последний не имел существенных корреляций с тремя первыми субшкалами, что отражает феноменологическое различие между переживаемой пациентами стигмой и готовностью ей сопротивляться . Смысловое наполнение трёх вопросов из четырёх, вошедших

в фактор «Сопротивление стигме», для русскоязычных пациентов оказалось также трудно идентифицируемым . Ключом к пониманию феномена низкой смысловой дифференциации переживания стигмы психического расстройства у русскоязычных пациентов может быть роль их метакогнитивных способностей, то есть умения критически оценивать собственные суждения о себе .

Модель «Трёх А» (англ . : <^агепезв», «АдгеетепЬ, «АррИса^оп» [11]) описывает процесс интернализации социальной (внешней) стигмы психического расстройства через формирование субъективного представления пациента об общественных суждениях (воспринимаемая стигма), в разной степени подкрепляемых реальными ситуациями дискриминации, что может приводить к итоговому нарушению самооценки и ущербу самоэффективности [18] . Эмпирически показано, что широта метакогнитивных трактовок пациентов их социально-психологического статуса прямым образом связана со способностью сопротивляться стигме [16], что определяет феноменологическую противоположность компонентов интернализации и сопротивления стигме [11].

По всей видимости, процесс смещения суждений пациента о себе в континууме социальной-восприни-маемой-интернализованной стигмы вплоть до итогового нарушения идентичности [18, 19] зависит от навыка альтернативного объяснения социально-негативных взаимодействий . Упрощает и предрасполагает к самостигматизации ситуация, когда в общественном дискурсе отсутствует диверсификация мнений о психическом заболевании и больных [16]: так метакогнитивные оценки пациентов чаще склоняются к базовому и предвзятому, негативистичному суждению о собственной «инаковости» . Выявленное в исследовании семантическое объединение оригинальных факторов «Отчуждение» и «Социальная самоизоляция» в один, вероятно, отражает эту закономерность . Действительно, при том, что лица, страдающие психическими расстройствами, в значительном числе случаев способны видеть конструктивные последствия собственного заболевания [20], в русскоязычной среде мало представлены точки зрения о потенциально положительных эффектах психического расстройства на жизнь больного Таким образом, доминирующие социальные когниции пациентов с психическими расстройствами могут быть эффективной мишенью в их персонализированной реабилитации .

Ограничением проведенного исследования является состав выборки: большинство респондентов

являлись жителями Северо-Западного и Сибирского Федеральных округов, в то же время около 30% обследованных в г . Санкт-Петербурге были жителями других регионов Российской Федерации. Однако дальнейшее изучение чувствительности метода к микросоциальным и культуральным особенностям жителей различных регионов многонациональный страны представляется интересной задачей в будущем .

ЗАКЛЮЧЕНИЕ

Предложен русскоязычный инструмент психического расстройства «Способ оценки внутренней стигмы» . Его первичная валидация выявила вероятные направления дальнейших исследований, в частности по изучению роли метакогнитивных функций в процессе интернализации психиатрической стигмы .

ДОПОЛНИТЕЛЬНО

Финансирование. Авторы заявляют об отсутствии внешнего финансирования при проведении исследования. Конфликт интересов. Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

Вклад авторов: Бочарова М. О. — концепция исследования, статистическая обработка, оценка и интерпретация данных, написание текста; Васильченко К. Ф., Лутова Н. Б. — концепция исследования, проведение исследования, написание и редактирование текста; Макаревич О. В., Хобейш М. А. — написание и редактирование текста; Сорокин М. Ю. — концепция исследования,проведение исследования, оценка и интерпретация данных, написание и редактирование текста; ГерасимчукЕ. С. — редактирование текста. Все авторы подтверждают соответствие своего авторства международным критериям ICMJE (все авторы внесли существенный вклад в разработку концепции, проведение исследования и подготовку статьи, прочли и одобрили финальную версию перед публикацией).

Funding. This article was not supported by any external sources of funding.

Conflict of interests. The authors declare no conflicts of interests. Contribution of authors: M. O. Bocharova — research concept, data statistical processing, evaluation and interpretation; K. F. Vasilchenko, N. B. Lutova — research concept, conducting study, writing and editing the text; O. V. Makarevich, M. A. Khobeysh — writing and editing the text; M. Yu. Sorokin — research concept, conducting study, data evaluation and interpretation, writing and editing the text; E. S. Gerasimchuk—editing the text. The authors confirm the correspondence of their authorship to the ICMJE International Criteria. All authors made a substantial contribution to the conception of the work, acquisition, analysis, interpretation of data for the work, drafting and revising the work, final approval of the version to be published and agree to be accountable for all aspects of the work.

СПИСОК ИСТОЧНИКОВ

1. Лутова Н.Б., Макаревич О.В., Сорокин М.Ю., и др. Психиатрическая стигма: клинико-демографические или культуральные факторы // Социальная и клиническая психиатрия. 2019. Т. 29, № 4. С. 50-56.

2. Васильченко К.Ф., Дроздовский Ю.В. Самостигматизация и уровни социальной адаптации пациентов с первым психотическим эпизодом при шизофрении // Сибирский вестник психиатрии и

наркологии. 2018. № 1 (98). С. 30-35. doi: 10.26617/1810-31 1 1-2018-1(98)-30-35

3. Perlick D.A., Rosenheck R.A., Clarkin J.F., et al. Stigma as a barrier to recovery: adverse effects of perceived stigma on social adaptation of persons diagnosed with bipolar affective disorder // Psychiatr. Serv. 2001. Vol. 52, No. 12. P. 1627-1632. doi: 10.1176/appi.ps.52.12.1627

4. Shrivastava A., Bureau Y., Rewari N., et al. Clinical risk of stigma and discrimination of mental illnesses: Need for objective assessment and quantification // Indian J. Psychiatry. 2013. Vol. 55, No. 2. P. 178-182. doi: 10.4103/0019-5545.111459

5. Corrigan P.W., Druss B.G., Perlick D.A. The Impact of Mental Illness Stigma on Seeking and Participating in Mental Health Care // Psychol. Sci. Public Interest. 2014. Vol. 15, No. 2. P. 37-70. doi: 10.1 177/1529100614531398

6. Sorokin M.Yu., Neznanov N.G., Lutova N.B., et al. Revisiting Drug Compliance: The Need for a Holistic Approach in the Treatment of Severe Mental Disorders // Consortium Psychiatricum. 2021. Vol. 2, No. 3. P. 17-25. doi: 10.17816/CP93

7. Shumet S., W/Michele B., Angaw D., et al. Magnitude of internalised stigma and associated factors among people with bipolar disorder at Amanuel Mental Specialized Hospital, Addis Ababa, Ethiopia: a cross-sectional study // BMJ Open. 2021. Vol. 11, No. 4. P. e044824. doi: 10.1136/bmjopen-2020-044824

8. Филимонов А.П., Володин Б.Ю. Качество жизни пациентов с психическими расстройствами // Российский медико-биологический вестник имени академика И. П. Павлова. 2011. № 2. С. 24.

9. Ritsher J.B., Otilingam P.G., Grajales M. Internalized Stigma of mental illness: psychometric properties of new measure // Psychiatry Res. 2003. Vol. 121, No. 1. P. 31-49. doi: 10.1016/j.psychres.2003.08.008

10. Boyd J.E., Adler E.P., Otilingam P.G., et al. Internalized Stigma of Mental Illness (ISMI) Scale: A multinational review // Compr. Psychiatry. 2014. Vol. 55, No. 1. P. 221-231. doi: 10.1016/j.comp psych.2013.06.005

11. Lien Y.-J., Kao Y.-C., Liu Y.-P., et al. Internalized Stigma and Stigma Resistance Among Patients with Mental Illness in Han Chinese

Population // Psychiatr. Q. 2015. Vol. 86, No. 2. P. 181-197. doi: 10.1007/s11 126-014-9315-5

12. Tanabe Y., Hayashi K., Ideno Y. The Internalized Stigma of Mental Illness (ISMI) Scale: validation of Japanese version // BMS Psychiatry. 2016. Vol. 16. P. 116. doi: 10.1186/s12888-016-0825-6

13. Ociskova M., Prasko J., Kamaradova D., et al. Self-stigma in psychiatric patients — standardization of the ISMI scale // Neuro Endocrinol. Lett. 2014. Vol. 35, No. 7. P. 624-632.

14. Chang C.-C., Wu T.-H., Chen C.-Y., et al. Psychometric evaluation of the Internalized Stigma of Mental Illness Scale for Patients with Mental Illnesses: Measurement Invariance across Time // PLoS One. 2014. Vol. 9, No. 6. Р. e98767. doi: 10.1371/journal.pone.0098767

15. Maydeu-Olivares A., McArdle J.J., editors. Contemporary Psychometrics. 1st ed. N.-Y.: Psychology Press; 2005. doi: 10.4324/9781410612977

16. Nabors L.M., Yanos P.T., Roe D., et al. Stereotype endorsement, metacognitive capacity, and self-esteem as predictors of stigma resistance in persons with schizophrenia // Compr. Psychiatry. 2014. Vol. 55, No. 4. P. 792-798. doi: 10.1016/j.comppsych.2014.01.011

17. Лутова Н.Б., Сорокин М.Ю., Бочарова М.О., и др. Способ оценки внутренней стигмы больных психическими расстройствами. В сб.: Диагностика и лечение психических и наркологических расстройств: современные подходы. СПб.: КОСТА; 2022. Вып. 5. С. 188-202.

18. Corrigan P.W., Michaels P.J., Vega E., et al. Self-stigma of mental illness scale-short form: reliability and validity // Psychiatry Res. 2012. Vol. 199, No. 1. P. 65-69. doi: 10.1016/j.psychres.2012.04.009

19. Васильченко К.Ф., Дроздовский Ю.В. Динамические варианты самостигматизации у пациентов с первым психотическим эпизодом // Сибирский вестник психиатрии и наркологии. 2019. № 1 (102). С. 37-44. doi: 10.26617/1810-31 1 1-2019-1(102)-37-44

20. Лутова Н.Б., Сорокин М.Ю., Макаревич О.В., и др. Субъективная концепция морбидности: её оценка и связь с мотивацией к лечению у лиц, перенесших психоз // Обозрение психиатрии и медицинской психологии имени В.М.Бехтерева. 2020. № 2. C. 73-79. doi: 10.31363/2313-7053-2020-2-73-79

REFERENCES

1. Lutova NB, Makarevich OV, Sorokin MYu, et al. Psychiatric stigma: clinical-demographic or cultural factors. Sotsialnaya i Klinicheskaya Psikhiatriya. 2019;29(4):50-6. (In Russ).

2. Vasilchenko KF, Drozdovsky YuV. Internalized stigma and social adaptation levels among patients with first episode schizophrenia. Siberian Herald of Psychiatry and Addiction Psychiatry. 2018;(1):30-5. (In Russ). doi: 10.26617/1810-31 1 1-2018-1(98)-30-35

3. Perlick DA, Rosenheck RA, Clarkin JF, et al. Stigma as a barrier to recovery: adverse effects of perceived stigma on social adaptation of persons diagnosed with bipolar affective disorder. Psychiatr Serv. 2001;52(12):1627—32. doi: 10.1176/appi.ps.52.12.1627

4. Shrivastava A, Bureau Y, Rewari N, et al. Clinical risk of stigma and discrimination of mental illnesses: Need for objective assessment and quantification. Indian J Psychiatry. 2013;55(2):178—82. doi: 10.4103/0019-5545.111459

5. Corrigan PW, Druss BG, Perlick DA. The Impact of Mental Illness Stigma on Seeking and Participating in Mental Health Care. Psychol Sci Public Interest. 2014;15(2):37-70. doi: 10.1 177/1529100614531398

6. Sorokin MYu, Neznanov NG, Lutova NB, et al. Revisiting Drug Compliance: The Need for a Holistic Approach in the Treatment of Severe Mental Disorders. Consortium Psychiatricum. 2021;2(3): 17-25. doi: 10.17816/CP93

7. Shumet S, W/Michele B, Angaw D, et al. Magnitude of internalised stigma and associated factors among people with bipolar disorder at Amanuel Mental Specialized Hospital, Addis Ababa, Ethiopia: a cross-sectional study. BMJ Open. 2021;11(4):e044824. doi: 10.1136/bmjopen-2020-044824

8. Filimonov AP, Volodin BYu. The quality of life of patients with mental disorders. I. P. Pavlov Russian Medical Biological Herald. 2011;(2):24. (In Russ).

9. Ritsher JB, Otilingam PG, Grajales M. Internalized Stigma of mental illness: psychometric properties of new measure. Psychiatry Res. 2003;121(1):31-49. doi: 10.1016/j.psychres.2003.08.008

10. Boyd JE, Adler EP, Otilingam PG, et al. Internalized Stigma of Mental Illness (ISMI) Scale: A multinational review. Compr Psychiatry. 2014;55(1):221-31. doi: 10.1016/j.comppsych.2013.06.005

11. Lien Y-J, Kao Y-C, Liu Y-P, et al. Internalized Stigma and Stigma Resistance Among Patients with Mental Illness in Han Chinese Population. Psychiatr Q. 2015;86(2):181-97. doi: 10.1007/s1 1 126-014-9315-5

12. Tanabe Y, Hayashi K, Ideno Y. The Internalized Stigma of Mental Illness (ISMI) Scale: validation of Japanese version. BMS Psychiatry. 2016;16:116. doi: 10.1186/s12888-016-0825-6

13. Ociskova M, Prasko J, Kamaradova D, et al. Self-stigma in psychiatric patients — standardization of the ISMI scale. Neuro Endocrinol Lett. 2014;35(7):624-32.

14. Chang C—C, Wu T-H, Chen C—Y, et ai. Psychometric evaluation of the Internalized Stigma of Mental liiness Scale for Patients with Mental Illnesses: Measurement Invariance across Time. PLoS One. 2014;9(6):e98767. doi: 10.1371/journai.pone.0098767

15. Maydeu—Oiivares A, McArdie JJ, editords. Contemporary Psychometrics. 1st ed. New York: Psychology Press; 2005. doi: 10.4324/9781410612977

16. Nabors LM, Yanos PT, Roe D, et ai. Stereotype endorsement, metacognitive capacity, and seif-esteem as predictors of stigma resistance in persons with schizophrenia. Compr Psychiatry. 2014;55(4):792—8. doi: 10.1016/j.comppsych.2014.01.011

17. Lutova NB, Sorokin MYu, Bocharova MO, et ai. Sposob otsenki vnutrenney stigmy boi'nykh psikhicheskimi rasstroystvami. In: Diagnostika i lecheniye psikhicheskikh i narkologicheskikh rasstroystv:

sovremennyye podkhody. Saint-Petersburg: KOSTA; 2022. SuppL. 5. P. 188-202. (In Russ).

iНе можете найти то, что вам нужно? Попробуйте сервис подбора литературы.

18. Corrigan PW, Michaels PJ, Vega E, et aL. SeLf-stigma of mental iLLness scaLe-short form: reLiabiLity and vaLidity. Psychiatry Res. 2012;199(1):65-9. doi: 10.1016/j.psychres.2012.04.009

19. VasiLchenko KF, Drozdovsky YuV. Dynamic variants of seLf-stigmatization in patients with the first psychotic episode. Siberian Herald of Psychiatry and Addiction Psychiatry. 2019;(1):37-44. (In Russ). doi: 10.26617/1810-31 1 1-2019-1(102)-37-44

20. Lutova NB, Sorokin MY, Makarevich OV, et aL. The subjective concept of morbidity: its assessment and connection with the motivation for treatment in person who underwent psychosis. V.M. Bekhterev Review of Psychiatry and Medical Psyhology. 2020;(2):73-9. (In Russ). doi: 10.31363/2313-7053-2020-2-73-79

ОБ АВТОРАХ

Бочарова Мария Олеговна;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-21 13-699X; e-mail: [email protected]

Васильченко Кирилл Федорович, к.м.н.;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9910-2079;

eLibrary SPIN: 4549-1790; e-mail: [email protected]

Лутова Наталия Борисовна, д.м.н.;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9481-741 1;

eLibrary SPIN: 1890-9182; e-mail: [email protected]

Макаревич Ольга Владимировна;

ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6058-8289; eLibrary SPIN: 8605-6066; e-mail: [email protected]

Хобейш Мария Александровна;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-8860-986X; eLibrary SPIN: 2167-4923; e-mail: [email protected]

Сорокин Михаил Юрьевич, к.м.н.;

ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2502-6365;

eLibrary SPIN: 7807-4497; e-mail: [email protected]

*Герасимчук Екатерина Сергеевна;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6317-5778;

eLibrary SPIN: 2881-6690; e-mail: [email protected]

AUTHOR'S INFO

Mariya O. Bocharova;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-21 13-699X; e-mail: [email protected]

Kirill F. Vasil'chenko, MD, Cand. Sci. (Med );

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9910-2079;

eLibrary SPIN: 4549-1790; e-mail: [email protected]

Nataliya B. Lutova, MD, Dr. Sci. (Med.); ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9481-741 1; eLibrary SPIN: 1890-9182; e-mail: [email protected]

Ol'ga V. Makarevich;

ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6058-8289; eLibrary SPIN: 8605-6066; e-mail: [email protected]

Mariya A. Khobeysh;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-8860-986X; eLibrary SPIN: 2167-4923; e-mail: [email protected]

Mikhail Yu. Sorokin, MD, Cand. Sci. (Med); ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2502-6365; eLibrary SPIN: 7807-4497; e-mail: [email protected]

*Ekaterina S. Gerasimchuk;

ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6317-5778;

eLibrary SPIN: 2881-6690; e-mail: [email protected]

* Автор, ответственный за переписку / Corresponding author

TRANSCULTURAL VALIDITY OF CONCEPT OF INTERNALIZED STIGMA IN PATIENTS WITH MENTAL ILLNESSES (PSYCHOMETRIC PROPERTIES OF RUSSIAN VERSION OF INTERNALIZED STIGMA OF MENTAL ILLNESS SCALE)