Разработка и психометрическая оценка теста «Прогностический стиль»

Полный текст

Введение

Прогнозирование можно определить как процесс построения предположений о наступлении, развитии и исходе будущих событий. Прогнозирование событий — необходимое условие для эффективной адаптации [1]. Прогностические процессы направляют поведенческую активность [2], принятие решений [3], определяют эмоциональные реакции [4]. Показана роль прогностической некомпетентности при широком круге психических расстройств [1, 5–8].

Мы предполагаем наличие психологического конструкта — прогностического стиля, как показателя отношения человека к собственному процессу составления прогнозов. Мы определяем прогностический стиль как личностную черту, отражающую паттерн прогнозирования через два измерения: субъективную важность процесса прогнозирования и субъективную оценку благоприятности прогнозируемых событий. Соответственно важность прогнозирования может проявляться в крайних формах: как безразличное отношение к прогнозам (оценка процесса прогнозирования как неважного) или избыточное прогнозирование (ИПр) (придание процессу прогнозирования чрезмерной важности). Второе измерение — оценка благоприятности прогнозов, проявляется в избыточном оптимизме (ИО) (склонности ожидать исключительно благоприятных событий) и избыточном пессимизме (ИП) (ожидание исключительно неблагоприятных событий). На наш взгляд, крайние формы каждого из конструктов бывают дезадаптивными, в противовес умеренной выраженности, которая позволяет формировать реалистичные и эффективные прогнозы.

Мы полагаем, что прогностический стиль служит самостоятельным психологическим конструктом, связанным, но отличающимся от смежных феноменов, ассоциируемых с процессом прогнозирования: прогностическими способностями, антиципационной состоятельностью, диспозиционным оптимизмом, копинг-стратегиями [9, 10].

Как личностная черта прогностический стиль должен быть достаточно устойчивым во времени. В силу важности прогнозирования для адаптационных возможностей личности мы предполагаем особенности прогностического стиля, отличающие пациентов с расстройствами невротического уровня от людей без психической патологии. Если наши предположения окажутся верными, то выбор прогностического стиля в качестве мишени позволит разрабатывать методики психокоррекции, направленные на повышение личностной устойчивости и адаптации. Для проверки высказанных предположений мы провели исследование по разработке теста прогностического стиля с оценкой его психометрических параметров [11].

Цель исследования — разработать и провести психометрическую оценку теста «Прогностический стиль».

Материалы и методы

Разработка теста «Прогностический стиль» включала несколько этапов.

Первый этап. Был составлен банк утверждений для первоначальной версии теста. Затем были проведены оценка содержания пунктов и эксплораторный факторный анализ. По результатам данного этапа была создана рабочая версия теста.

Второй этап включал конфирматорный факторный анализ рабочей версии для изучения факторной структуры и мер соответствия четырёхшкальной модели теста. Затем выполняли проверку воспроизводимости модели на новой выборке, оценку надёжности и внутренней согласованности методики, ретестовой надёжности.

Третий этап включил исследования, которые были ориентированы на изучение показателей внешней валидности: конвергентной, дивергентной и критериальной.

Для конфирматорного факторного анализа использовали следующие показатели качества модели: CFI >0,9; TLI >0,9; SRMR=0,08; RMSEA=0,08. Для изучения надёжности методики применяли коэффициенты α-Кронбаха и ω-Макдональда с порогом выше 0,7. Для изучения связи между результатами рабочей версии методики и внешними критериями использовали коэффициент корреляции Спирмена. При анализе различий между группами с психическими расстройствами и без них применяли коэффициент Стьюдента с поправкой Уэлча. Для обработки полученных данных использована программа «The jamovi project (2022). Jamovi (Version 2.3) [Computer Software]».

В выборку исследования вошли следующие группы.

1. Первая группа — 348 студентов Казанского федерального университета и Казанского государственного медицинского университета, среди них 275 женщин и 52 мужчины, по данным самоотчёта не обращавшихся за психиатрической и психотерапевтической помощью и отрицающих симптомы психических расстройств на момент исследования. Возраст испытуемых составлял от 18 до 34 лет (Ме=19 лет). Данные тестирования этой группы использовали для разработки рабочей версии теста.
2. Вторая группа — 196 студентов Казанского федерального университета, среди них 51 мужчина и 145 женщин, по данным самоотчёта не обращавшихся за психиатрической и психотерапевтической помощью и отрицающих симптомы психических расстройств на момент исследования. Возраст испытуемых был от 18 до 28 лет (Me=20 лет). Данная выборка проходила рабочую версию теста, полученные данные применяли в качестве контроля при оценке критериальной валидности.
3. Третья группа — 103 пациента с психическими расстройствами невротического уровня (f32, f41.1, f41.2), проходивших лечение в отделениях Республиканской клинической психиатрической больницы им. акад. В.М. Бехтерева и городской клинической больницы №18. Пациенты имели выставленные врачом-психиатром диагнозы на основании критериев Международной классификации болезней 10-го пересмотра. Возраст пациентов составлял от 18 до 65 лет (Me=36 лет), среди них 27 мужчин и 75 женщин.

Результаты и обсуждение

Исходя из теоретического представления об исследуемом конструкте «Прогностический стиль», был сформирован банк из 88 утверждений. При рандомизации с использованием генератора случайных чисел был составлен порядок пунктов в первоначальной версии теста. Испытуемым предлагали оценить по шкале Ликерта степень своего согласия с утверждением: 1 балл — полностью не согласен, 2 балла — скорее не согласен, 3 балла — скорее согласен, 4 балла — полностью согласен. Тестирование проводили в свободное для испытуемых время в промежутке от 10:00 до 17:00.

Метод каменистой осыпи показал, что наиболее подходящей будет четырёхфакторная структура. На этом основании при эксплораторном факторном анализе для каждого из 4 факторов (шкал) теста мы выбрали утверждения, имевшие нагрузку выше 0,3 на фактор. Кроме того, параллельно была проведена содержательная оценка вопросов.

Меры соответствия такой модели по результатам эксплораторного факторного анализа: TLI=0,965, RMSEA 0,0311 [95% доверительный интервал (ДИ) 0,0146–0,0443]. Таким образом, для фактора 1 было выбрано 6 утверждений, для фактора 2 — 5 утверждений, для фактора 3 — 6 утверждений, для фактора 4 — 4 утверждения. Объединив их и проведя рандомизацию порядка утверждений, мы собрали рабочую версию теста, состоящую из 21 пункта.

В табл. 1 приведены результаты факторной нагрузки по каждому из 21 утверждения на основании эксплораторного факторного анализа.

 

Таблица 1. Факторная нагрузка утверждений на основании эксплораторного факторного анализа

Table 1. Factor loading of statements based on exploratory factor analysis

№	Факторы				Уникальность
	1	2	3	4
1	–0,16113	–0,0726	0,4672	0,11985	0,701
21	–0,19186	–0,2210	0,6616	0,14983	0,486
9	–0,02747	0,0856	0,6508	0,04503	0,500
12	0,07119	0,3005	0,5119	0,12876	0,511
6	–0,01662	0,1103	0,5052	–0,25688	0,700
17	0,15775	0,2140	0,5240	–0,21827	0,685
15	0,15382	0,1624	0,2197	0,51086	0,573
10	0,14206	0,2232	–0,1099	0,48573	0,696
4	–0,01476	–0,1209	–0,0154	0,46824	0,800
19	0,05884	0,0304	0,0495	0,61289	0,601
18	0,53847	–0,1542	–0,0543	0,04032	0,590
14	0,68248	0,0312	–0,0751	–0,00448	0,518
3	0,56716	–0,0320	–0,0260	0,08947	0,653
16	0,44336	–0,1221	0,1234	0,02351	0,767
11	0,51904	–0,1936	–0,1070	0,02643	0,548
7	0,57298	–0,1652	0,0204	0,10656	0,572
5	–0,23324	0,3298	0,1365	0,27552	0,544
8	–0,21963	0,5402	0,0390	0,14951	0,454
13	–0,26408	0,6394	–0,0293	0,11190	0,326
20	–0,00222	0,7591	0,0672	–0,05846	0,406
2	–0,18701	0,5128	0,0723	0,21473	0,454

Примечание. 1 — метод извлечения «Максимальное правдоподобие» использован в сочетании с вращением «облимин»; 2 — номер утверждения приведён из рабочей версии теста; 3 — полужирным шрифтом выделены факторные нагрузки выше 0,3.

 

Анализ надёжности показал, что рабочая версия теста обладает достаточной надёжностью: весь тест (Кронбах α=0,851, МакДональд ω=0,862), шкала «безразличие к прогнозированию» (БП) (Кронбах α=0,63, МакДональд ω=0,639), шкала ИПр (Кронбах α=0,748, МакДональд ω=0,756), шкала ИО (Кронбах α=0,778, МакДональд ω=0,784), шкала ИП (Кронбах α=0,845, МакДональд ω=0,850). Относительно низкие значения надёжности по шкале БП мы связываем с малым количеством вопросов. Включение большего их числа приводило к увеличению коэффициентов, но снижало качество модели, поэтому мы остановились на сбалансированном варианте.

Далее мы провели конфирматорный факторный анализ для проверки эффективности полученной модели. Этот анализ подтвердил четырёхфакторную структуру рабочей версии теста. Полученные меры соответствия теоретической модели эмпирическим данным находились в рамках рекомендованных значений: CFI=0,927; TLI=0,917; SRMR=0,0538; RMSEA=0,0497 (95% ДИ 0,0403–0,0589).

В табл. 2 представлен бланк теста «Прогностический стиль». Испытуемым предоставлялась инструкция: «Оцените, пожалуйста, каждое из приведённых ниже утверждений по шкале от 1 до 4 баллов по степени согласия с ним. Правильных или неправильных ответов нет, вы просто выражаете своё мнение. Отвечайте в соответствии с тем, что чувствуете именно вы, а не исходя из того, как ответило бы большинство людей». Баллы градировались следующим образом:

1 — полное несогласие;

2 — скорее не согласен;

3 — скорее согласен;

4 — полное согласие.

 

Таблица 2. Бланк теста «Прогностический стиль»

Table 2. The test form of the test «Prognostic style»

№	Утверждение	Баллы
1	Я часто долго не могу уснуть, так как прокручиваю разные сценарии будущего дня
2	Если в будущем меня и ждёт успех, то, скорее всего, случайный
3	Проблем, которые нельзя решить, не бывает
4	Я фаталист в том смысле, что не стоит загадывать на будущее, произойдёт так, как произойдёт
5	Когда мне предлагают что-то новое, я чаще всего отказываюсь, потому что не верю в успех
6	Если у меня не будет нескольких планов Б, я не успокоюсь
7	При неопределённости я обычно жду, что всё будет хорошо
8	Я уверен, что меня ждёт крах
9	Если я не буду точно уверен, что неприятность не произойдёт, то моя тревога никогда не закончится
10	Я склонен плыть по течению, не загадывая наперёд
11	Я смогу справиться с любой проблемой
12	Я часто теряюсь в своих прогнозах
13	Маловероятно, что в будущем меня ждёт успех
14	Я всегда стараюсь смотреть с оптимизмом на возникающие препятствия
15	Я часто полагаюсь на «русское авось»
16	Если другие не справляются, то я, в отличие от них, точно справлюсь с проблемой
17	Если не проконтролировать, то всё точно пойдёт наперекосяк
18	Все мои мечты смогут сбыться!
19	Если произошло неприятное событие, то проще махнуть рукой, так как всё само разрешится
20	«И жили потом они долго и счастливо» — это точно не про меня
21	Во многих ситуациях от количества возможных вариантов у меня просто «взрывается мозг»

 

Полученные результаты обрабатывались с помощью подсчета суммы баллов по шкалам:

• избыточное прогнозирование — 1, 6, 9, 12, 17, 21;
• безразличие к прогнозам — 4, 10, 15, 19;
• избыточный пессимизм — 2, 5, 8, 13, 20;
• избыточный оптимизм — 3, 7,11, 14, 16, 18.

Для оценки воспроизводимости модели мы осуществили тестирование новой выборки с применением рабочей версии (n=198). Конфирматорный факторный анализ показал, что модель предоставила схожие показатели мер соответствия: CFI=0,873; TLI=0,854; SRMR=0,0675; RMSEA=0,0643 (95% ДИ 0,0535–0,0751).

Для изучения внутренней согласованности шкал был проведён корреляционный анализ (коэффициент Пирсона). Все вопросы статистически значимо коррелировали со своими шкалами (р <0,05). Шкалы теста коррелировали между собой (p <0,01): БП и ИПр (r=0,219; p <0,001), ИП и ИПр (r=0,569; p <0,001), ИП и БП (r=0,385; p <0,001), ИО и ИПр (r=–0,363; p <0,001), ИО и ИП (r=–0,592; p <0,001). Не было выявлено корреляций, кроме БП и ИО.

Для проверки ретестовой надёжности через 2 мес. было проведено повторное тестирование рабочей версией (n=86). Все шкалы коррелировали на статистически значимом уровне (коэффициент Пирсона, р <0,05) [12], показатели корреляции были умеренные и сильные, что свидетельствует о ретестовой надёжности методики.

На рис. 1 представлены результаты корреляционного анализа между шкалами теста «Прогностический стиль» с разницей 2 мес.

 

Рис. 1. Корреляции шкал теста «Прогностический стиль» с разницей 2 мес.; БП — безразличие к прогнозам; Ипр — избыточное прогнозирование; ИП — избыточный пессимизм; ИО — избыточный оптимизм.

 

Третий этап был посвящён изучению конвергентной, дивергентной и критериальной валидности. Близки в концептуальном смысле к нашей методике понятия оптимизма и пессимизма в аспекте составления позитивных и негативных ожиданий от будущих событий. Для их оценки мы использовали тест диспозиционного оптимизма, или тест жизненной ориентации, LOT — от англ. Life Orientation Test [авторы: Чарльз Карвер, Майкл Шейер (C. Carver, M. Scheier, 1985); адаптация: Т.О. Гордеева, О.А. Сычев, Е.Н. Осин (2010)] (n=39). Близким понятием можно считать также нереалистичный оптимизм [12], определяемый как ожидание лучшего личного будущего, чем это вполне вероятно. Отличия от прогностического стиля выражаются в чрезмерности благоприятных или неблагоприятных ожиданий и выражены в сверхобобщённых и безальтернативных формулировках: всё, всегда, любой, точно, уверен и т.д. По этой причине мы ожидали, что показатели шкал ИО и ИП будут коррелировать со шкалами позитивных и негативных ожиданий, но сила связи будет умеренной.

Показатели прогностического стиля отражают отношения к процессу прогнозирования и зависят от его успешности. Следовательно, они должны быть связаны с уровнем прогностических способностей и компетентности. Для проверки данного предположения мы использовали тест антиципационной состоятельности (автор: В.Д. Менделевич, 2003) (n=104) и тест способности к прогнозированию (автор: Л.А. Регуш, 2003) (n=62).

Процесс прогнозирования служит важным адаптационным механизмом. Некоторые стратегии совладания со стрессом напрямую ориентированы на составление прогнозов. Для проверки связей с копинг-стратегиями мы использовали Мельбурнский опросник принятия решений (авторы: L. Mann, P. Burnett et al., 1997; адаптация: Т.В. Корнилова, 2013) (n=62) и копинг-тест Лазаруса [13] (авторы: Р. Лазарус, С. Фолкман, 1988; адаптация: Т.Л. Крюкова, Е.В. Куфтяк, М.С. Замышляева, 2004) (n=46).

На рис. 2 отражена корреляция шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами теста диспозиционного оптимизма LOT. Шкала ИО коррелирует с субшкалой позитивных ожиданий, сила связи умеренная. ИП значимо коррелирует с субшкалой негативных ожиданий (сила связи заметная) и обратно коррелирует с субшкалой позитивных ожиданий (сила связи умеренная). Из этого можно сделать несколько выводов. Данные подтверждают концептуальную близость ИО и ИП к позитивным и негативным ожиданиям (диспозиционному оптимизму). В то же время умеренность связей свидетельствует о том, что конструкты не идентичны. Это обосновывает выделение ИО и ИП как самостоятельных понятий.

 

Рис. 2. Корреляция теста «Прогностический стиль» с тестом диспозиционного оптимизма. Показаны статистически значимые корреляции. Пунктирная линия демонстрирует обратные корреляции. ИО — избыточный оптимизм; ИП — избыточный пессимизм.

 

На рис. 3 изображена плеяда корреляций шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами теста антиципационной состоятельности и теста способности к прогнозированию. БП обнаружила слабые обратные корреляции со шкалами антиципационной состоятельности, кроме пространственной. БП отражает оценку процесса прогнозирования как неважного, в то время как антиципационная состоятельность оценивает успешность прогнозирования. По-видимому, придание небольшой значимости прогнозам обусловливает снижение их успешности.

 

Рис. 3. Корреляция шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами теста антиципационной состоятельности и теста способности к прогнозированию. Показаны статистически значимые корреляции. Пунктирная линия демонстрирует обратные корреляции. БП — безразличие к прогнозам; ПАС — пространственная антиципационная состоятельность; ИПр — избыточное прогнозирование; ОАС — общая антиципационная состоятельность; ИО — избыточный оптимизм; ЛСАС — личностно-ситуативная антиципационная состоятельность; ИП — избыточный пессимизм; ВАС — временнáя антиципационная состоятельность.

 

Шкала ИПр имеет слабые обратные корреляции со шкалами «общая антиципационная состоятельность» и «пространственная антиципационная состоятельность». Такая связь подчёркивает разницу между чрезмерным применением прогнозирования и его успешностью. При тревожных расстройствах мы часто обнаруживаем на практике, что пациенты склонны к руминативным прокручиванием возможных сценариев с преувеличенным вниманием к маловероятным, но опасным исходам. Такое прогнозирование нельзя считать эффективным. На наш взгляд, обнаруженная обратная корреляция обосновывает такую интерпретацию.

ИП имеет слабую отрицательную корреляцию со шкалами общей и пространственной антиципационной состоятельности. Это может свидетельствовать о том, что избыточно пессимистичные ожидания снижают успешность антиципации, приводят к переоценке вероятности наступления негативных событий.

ИО умеренно коррелирует со шкалой «способность к прогнозированию», а ИП отрицательно. Согласно комментариям автора методики, тест описывает способности к прогнозированию как совокупности качеств мышления, таких как аналитичность, глубина, осознанность, гибкость, перспективность, доказательность [12]. Вероятно, люди более склонные к оптимизму, чем к пессимизму, строят более успешные прогнозы. Многочисленные исследования демонстрируют связь оптимизма с жизнестойкостью и другими факторами психологической адаптации и устойчивости [14], что может зависеть, в том числе, и от способностей к прогнозированию.

Однако умеренность обнаруженных нами корреляционных связей подчёркивает, что ИО связан с прогностическими способностями не в полной мере. Об этом же свидетельствует и отсутствие связей с антиципационной состоятельностью. Однако такое объяснение требует уточнения в дальнейших исследованиях.

На рис. 4 представлены статистически значимые корреляции шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами Мельбурнского опросника принятия решений и копинг-теста Лазаруса. БП имеет умеренные положительные корреляции с шкалами «избегание», «прокрастинация» и слабую со шкалой «сверхбдительность».

 

Рис. 4. Корреляция шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами Мельбурнского опросника принятия решений и копинг-теста Лазаруса. Показаны статистически значимые корреляции. Пунктирная линия демонстрирует обратные корреляции. БП — безразличие к прогнозам; Ипр — избыточное прогнозирование; ИП — избыточный пессимизм; ИО — избыточный оптимизм.

 

Шкала ИПр имеет умеренную корреляцию с «избеганием» и умеренные корреляции со шкалами «сверхбдительность», «бегство-избегание» и «прокрастинация», все корреляции прямые. По-видимому, застревание на процессе прогнозирования может способствовать отдалению от активности, ассоциированной со стрессом.

ИО обратно умеренно коррелирует со шкалами «принятие ответственности», «прокрастинация», «избегание», «сверхбдительность» и имеет слабую положительную связь со шкалой «бдительность». То есть люди, склонные к более оптимистичным ожиданиям, реже избегают активности, менее склонны к чрезмерному прогнозированию, но при этом и меньше принимают ответственность за происходящие события, полагаясь на позитивный ход событий.

ИП коррелировал со шкалами «избегание», «сверхбдительность», «бегство-избегание» и «прокрастинация», все связи были прямыми. Это свидетельствует о том, что лица с более пессимистичными ожиданиями в большей степени ориентированы на отдаление от стрессоров и чрезмерно сосредоточены на предугадывании событий. Также шкала имеет обратные корреляции со шкалами «бдительность» и «положительная переоценка». Бдительность определяется в качестве продуктивного копинга, раскрывающего только один из аспектов совладания с неопределённостью — обдумывание альтернатив. Пессимистичные ожидания при этом затрудняют рассмотрение общей картины вариантов развития событий. Обратная связь с «положительной переоценкой» может быть обусловлена общей тенденцией сосредоточения на негативных сторонах событий.

Таким образом, обнаруженные корреляционные связи позволяют утверждать конвергентную валидность методики. Они дополнительно раскрывают некоторые нюансы смежных понятий. Озвученные предположения по взаимосвязям прогностического стиля с другими психологическими конструктами в основном были подтверждены.

Для обоснования дивергентной валидности (n=39) мы использовали методику диагностики самооценки мотивации в одобрении Марлоу–Крауна [авторы: Д. Марлоу, Д. Краун (D. Marlowe, D. Crowne, 1960); Адаптация: Ю.Л. Ханин (1974)] [15] Все шкалы, кроме ИПр (Спирмен r=–0,321; р=0,046), не имели статистически значимых корреляций со шкалой «самооценка мотивации к одобрению». На основании этого можно сделать предположение о низком влиянии фактора социальной желательности на ответы респондентов.

Как было показано выше, особенности отношения к процессу прогнозирования коррелируют с копинг-стратегиями и антиципационной состоятельностью. Во многих исследованиях показана роль этих психологических феноменов в формировании и поддержании расстройств невротического уровня [16, 17]. Прогностический стиль может быть связан с симптоматикой психопатологии, определять её специфику. ИПр способно поддерживать руминативные процессы, а БП отражать степень безнадёжности. Более пессимистичные ожидания от будущего будут связаны с общим депрессивным фоном или провоцировать беспокойство.

Соответственно мы предположили наличие связи шкал рабочей версии с симптомами депрессии и тревоги. Полагаем, что между испытуемыми без психических расстройств и с психическими расстройствами будут обнаружены различия на статистически значимом уровне. Эти параметры были выбраны в качестве критерия для проверки критериальной валидности теста.

Для изучения выраженности симптомов тревоги использована шкала самооценки тревоги Д. Шихана [автор: Дэвид Шихан (David Sheehan, 1983); автор адаптации не установлен] [18], выраженность симптомов депрессии оценивали по шкале самооценки депрессии У. Цунга (автор: Уильям Цунг, 1965; адаптация: Т.И. Балашова, 1988) [19]. Данные методики были выбраны из перечня представленных в клинических рекомендациях Российского общества психиатров в качестве возможных методик для психодиагностики тревожно-фобических и депрессивных расстройств [18].

Данные, представленные в табл. 3, показали, что в шкалы прогностического стиля имели статистически значимые корреляции как среди группы контроля, так и среди пациентов, а также и при объединении выборок, за исключением шкалы БП в группе пациентов. ИПр и ИП имели прямые корреляции умеренной силы, в то время как ИО — обратные.

 

Таблица 3. Корреляция шкал теста «Прогностический стиль» со шкалами самооценки тревоги Шихана и самооценки депрессии Цунга

Table 3. Correlation of the “Predictive Style” test scales with the Sheehan Patient-Rated Anxiety Scale, and Zung Self-Rating Depression Scale

Самооценка	Группа	Избыточное прогнозирование	Безразличие к прогнозам	Избыточный пессимизм	Избыточный оптимизм
Самооценка тревоги	Контрольная	R=0,573 р <0,001	R=0,184 р=0,009	R=0,357 р <0,001	R=–0,295 р <0,001
	Пациенты	R=0,504 р <0,001	R=0,133 р=0,493	R=0,413 р <0,001	R=–0,224 р=0,021
	Общая	R=0,566 р <0,001	R=0,222 р <0,001	R=0,485 р <0,001	R=–0,372 р <0,001
Самооценка депрессии	Контрольная	R=0,614 р <0,001	R=0,164 р=0,022	R=0,548 р <0,001	R=–0,452 р <0,001
	Пациенты	R=0,548 р <0,001	R=0,174 р=0,068	R=0,653 р <0,001	R=–0,257 р <0,001
	Общая	R=0,602 р <0,001	R=0,241 р <0,001	R=0,671 р <0,001	R=–0,578 р <0,001

Примечание. полужирным шрифтом выделены статистически значимые корреляции.

 

Затем к оценке роли прогностического стиля в качестве предиктора симптомов использовали множественную линейную регрессию. Модель была статически значимой: тревога (R²=0,379, F=44,8, р <0,001), депрессия (R²=0,571, F=97,4, p <0,001). При пошаговой регрессии добавление в модель фактора принадлежности к группе (контроль или опытная) приводил к статистически значимому приросту: тревога ΔR²=0,034, депрессия ΔR²=0,043. Дополнительно мы исследовали влияние возраста и пола, но модели, которые включали эти факторы, статистически значимо не отличались от моделей без них.

Для изучения различий между контрольной группой и пациентами применяли коэффициент Стьюдента с поправкой Уэлча. Статистически значимые различия выявлены во всех шкалах (табл. 4). У группы с психическими расстройствами обнаружены сравнительно более высокие значения по шкалам ИПр, БП, ИП и более высокие значения шкалы ИО.

 

Таблица 4. Различия между контрольной группой (К) и пациентами (П)

Table 4. Differences between the control group (C) and patients (P)

Шкала	Группа	Среднее значение	SD	t	p	d-Коэна
Избыточное прогнозирование	П	15,63	3,93	3,46	<001	0,432
	К	14,08	3,22
Безразличие к прогнозу	П	9,51	2,57	3,79	<001	0,468
	К	8,38	2,26
Избыточный оптимизм	П	15,74	4,11	–6,41	<001	–0,821
	К	18,60	2,72
Избыточный пессимизм	П	10,89	3,55	6,87	<001	0,872
	К	8,21	2,53

 

Таким образом, критериальная валидность методики обоснована обнаруженными различиями между пациентами и контрольной группой, корреляционными связями шкал прогностического стиля с уровнями депрессии и тревоги, а также достаточными показателями регрессионной модели.

Выводы

1. Проведённое исследование обосновывает применение психологического конструкта прогностического стиля как самостоятельного психологического феномена. Было продемонстрировано, что полученный тест внутренне согласован, обладает критериальной, дивергентной и конвергентной валидностью, ретестовой надёжностью.
2. В качестве направления для дальнейших исследований можно рекомендовать проведение стандартизации и формирование норм теста с учётом социально-демографических факторов, а также изучение применимости теста на выборках пациентов с другими нозологическими формами.

Дополнительная информация

Источник финансирования. Проведение работы и публикация статьи осуществлены на личные средства авторского коллектива.

Конфликт интересов. Авторы заявляют об отсутствии потенциального конфликта интересов, требующего раскрытия в данной статье.

Вклад авторов. А.С. Граница — обзор литературы, концепция и дизайн исследования, сбор и обработка материалов, написание текста, внесение окончательной правки; А.Р. Лотфуллина — сбор и обработка материалов, анализ полученных данных, написание текста; В.В. Перешивкина — сбор и обработка материалов, анализ полученных данных, написание текста.

Благодарности. Авторы выражают благодарность главному врачу РКПБ им. акад. В.М. Бехтерева И.И. Ахметзянову и зав. 2-м женским отделением Ф.Г. Калимуллину, главному врачу ГКБ №18 г. Казани Р.С. Бакирову и зав. психотерапевтическим отделением Б.И. Акберову за административную поддержку исследования. Авторы признательны И.Р. Калимуллинной, доценту кафедры неврологии с курсами психиатрии, клинической психологии и медицинской генетики Казанского федерального университета, а также М.М. Галиеву, студенту лечебного факультета ИФМИБ К(П)ФУ за оказанную помощь при сборе материала исследования.

Об авторах

Александр Станиславович Граница

Казанский федеральный университет

Автор, ответственный за переписку.
Email: hebechblu@yandex.ru
ORCID iD: 0000-0002-0498-7397
SPIN-код: 4775-7844

канд. мед. наук, доц., каф. неврологии с курсами психиатрии, клинической психологии и медицинской генетики

Россия, Казань

Аделина Рунаровна Лотфуллина

Казанский федеральный университет

Email: lotfullinaadelina2001@mail.ru
ORCID iD: 0009-0001-0510-9625

студентка, лечебный факультет

Россия, Казань

Влада Владимировна Перешивкина

Казанский федеральный университет

Email: vlada.pereshivkina@gmail.com
ORCID iD: 0009-0008-4366-7290

студентка, лечебный факультет

Россия, Казань

Список литературы

Дополнительные файлы