Руководство по новой методике психо­логической диагностики личности с широкой областью применения. Предназначается для профессиональных психологов-исследователей и практиков

возраст 34,86± 10,31 лет), что позволило приблизить распре­деления по отдельным пунктам опросника к нормальному.

По результатам обычно применяющегося в таких случа­ях эксплораторного факторного анализа (ЭФА) было выде­лено 12 факторов с собственными значениями >1,0, объясняющих 62,48 % дисперсии. Визуальный анализ кри­вой собственных значений факторов свидетельствует об оптимальности пятифакторного решения, объясняющего 43,37 % дисперсии. Качественный анализ полученного фак­торного решения после вращения Varimax normalized и после косоугольного вращения свидетельствует о наличии сход­ства между выделенными факторами и теоретически обо­снованными шкалами, однако процент объясняемой дисперсии довольно мал.

Поскольку в случае исследования личностных перемен­ных данные самоотчетов и поведения неминуемо иска­жаются многочисленными другими ситуационными и личностными переменными, мы предположили, что неудов­летворительные результаты ЭФА связаны именно с такими искажениями (в процедуре ЭФА предусматривается мини­мизация ошибки, то есть учет всех возможных влияний на переменные). Поэтому мы использовали процедуру кон-фирматорного факторного анализа (КФА), который позво­ляет оценить применимость имеющейся модели по отношению к имеющимся данным. В процедуре КФА за­ложена некоторая величина ошибки, которую необходимо оценить, что позволяет учесть влияние «побочных» пере­менных на модель.

Основными показателями в структурном моделировании (Митина, 2005) являются частное %-квадрат и число степе­ней свободы, которое не должно превышать 3, относитель­ный индекс соответствия данных модели (Comparative Fit index, CFI), который должен быть больше 0,90, и ошибка аппроксимации (Root Mean-Square Error of Approximation, RMSEA), не превышающая в оптимальном случае 0,05. В нашем случае показатель %-квадрат, деленный на число степеней свободы, составил 2,81, тогда как CF1=0,904, а RMSEA=0,036. Иными словами, КФА подтвердил адекват­ность трехфакторной модели полученным данным и соот­ветствие каждого из 45 пунктов той шкале, к которой он был отнесен при разработке опросника. Приведенные по­казатели позволяют утверждать, что модель объясняет бо­лее 90 % дисперсии данных.

Проверка социальной желательности теста
Для проверки социальной желательности 64 испытуе­мым (30 женщин и 34 мужчины, средний возраст 29± 12 лет) было предложено сначала ответить на опросник искренне, а затем попытаться «обмануть» его и получить максималь­ные баллы. Для этого в начале и конце батареи, состоящей из 5 тестов, предлагался тест жизнестойкости со следующи­ми инструкциями.

1. При первом заполнении испытуемым предъявлялась
«глухая» инструкция:

Ответьте, пожалуйста, на следующие вопросы, отмечая галочкой тот ответ, который наилучшим образом отража­ет Ваше мнение.

2. При втором предъявлении инструкция изменялась
следующим образом:

Представьте, что Вы хотите произвести самое благопри­ятное впечатление о себе (например, устраиваетесь на очень важную для Вас работу). Ответьте, пожалуйста, еще раз на вопросы первой методики, отмечая галочкой свой ответ.
Затем сопоставлялись искренние и «социально желатель­ные» ответы испытуемых. Хотя по критерию Уилкоксона эти два ряда данных значимо различались, большая часть пунк­тов значимо попарно коррелировала по Спирмену. Это по­зволило нам предположить согласованность изменений социально желательных ответов по сравнению с искренни­ми. Мы отобрали те пункты, у которых попарная корреля­ция социально желательных и искренних ответов была значимой (р<0,05), и получили опросник, состоящий из 38

Региональные различия жизнестойкости
Для проверки надежности методики в отношении ре­гиональных различий мы измеряли жизнестойкость у 183 студентов-юристов в городе Кемерово (64 мужчины и 119 женщин, средний возраст 21+4,4 года)⁴ и у 60 слушателей курса по позитивной психологии города Петропавловск-Камчатский (5 мужчин и 55 женщин, средний возраст 27±7,1года).

Распределения жизнестойкости и ее компонентов по критерию Колмогорова—Смирнова в обеих выборках неот­личимы от нормальных (р>0,20). По критерию Манна— Уитни (табл. 10) ни студенты из Кемерово, ни психологи и студенты из Петропавловска-Камчатского не отличались от московской выборки (соответствующей по возрасту). Вовлеченность в Москве на уровне тенденции ниже, чем в других выборках, что может объясняться социально-пси­хологическими эффектами жизни в столице-мегаполисе: анонимностью и отстраненностью (см.: Милграм, 2000). Показатель контроля в Петропавловске-Камчатском ниже (р<0,05), чем у испытуемых из Кемерово, а показатель при­нятия риска немного выше (р<0,1). Мы затрудняемся объяс­нить эти различия; они выражены неотчетливо и требуют дальнейших исследований.


⁴ Авторы выражают благодарность канд. психол. наук Л .А. Алек­сандровой за помощь в сборе данных.

В целом региональные различия, поданным наших ис­следований, практически не влияют на результаты теста жизнестойкости.

6. ИСПОЛЬЗОВАНИЕ РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ ТЕСТА ЖИЗНЕСТОЙКОСТИ

В ИССЛЕДОВАНИЯХ
Связь жизнестойкости и особенностей переживания стресса, депрессивности
Для оценки внутренней валидности теста важно было показать, что жизнестойкость действительно влияет на пе­реживание стресса и совладание с ним и связана с сохране­нием физического и психического здоровья.

Наше исследование 64 здоровых испытуемых (30 жен­щин и 34 мужчины, средний возраст 29+12 лет) показало (Рассказова, 2006), что жизнестойкость отрицательно кор­релирует с депрессивностью (переживанием собственной несостоятельности, часто сопровождающейся соматически­ми симптомами и нарушением работоспособности), отдель­ными симптомами посттравматического стрессового расстройства (навязчивыми воспоминаниями о травмати­ческом событии, избеганием этих воспоминаний, физиоло­гическим возбуждением) и использованием неадаптивных копинг-стратегий, не разрешающих проблемы (употребле­ние алкоголя, уход в собственные фантазии).

Корреляционный анализ данных жизнестойкости и шка­лы депрессивности А. Бека в адаптации Н.В. Тарабриной (2001), включающей когнитивно-аффективную шкалу и шкалу соматизации, выявил значимые отрицательные кор­реляции всех показателей по шкалам депрессивности и по шкалам жизнестойкости (табл. 11).


Однако остается открытым вопрос о характере влияния: мы предполагали, что высокие показатели жизнестойкос­ти обладают превентивным действием по отношению к деп­рессивности, тогда как при низких и средних значениях вероятность симптоматики варьирует в зависимости от си­туации. При высоком общем показателе жизнестойкости не было выявлено ни одного случая, в котором показатели до­стигали бы уровня «умеренной депрессии». В половине за­фиксированных случаев депрессивности (52,6 %) имела ме­сто низкая жизнестойкость. Вероятность наличия умерен­ной или выраженной депрессивности при низком общем показателе жизнестойкости в норме составила 62,5 %. Это означает, что, хотя низкая жизнестойкость является хоро­шим предиктором депрессивности, ее влияние не абсолют­но, тогда как высокая жизнестойкость, по нашим данным, является 100 % предиктором их отсутствия. Это вполне ло­гично: если высокий уровень жизнестойкости правомерно рассматривать как причинный фактор снижения депрессив­ности, то низкую жизнестойкость нельзя считать причи­ной ее повышения. В таблице 12 представлены значения вероятностей умеренной и выраженной депрессивности при снижении показателей по одной, двум, трем шкалам жизнестойкости.
Таблица 12. Вероятность высоких показателей по шкале депрессивности при снижении одного, двух, трех компонентов жизнестойкости

Условия	Вероятность депрессивности
	Балл >=9	Балл >=14
Хотя бы 1 компонент низкий	0,5	0,29
Хотя бы 2 компонента снижены	0,6	0,39
3 компонента снижены	1	0,57

Корреляционный анализ симптомов вторжения и избе­гания травматических воспоминаний, а также физиологи­ческого возбуждения по шкале влияния травматического опыта М. Горовитца в адаптации Н.В. Тарабриной (2001) с показателями жизнестойкости выявляет значимые связи общего показателя жизнестойкости и шкалы вовлеченнос­ти с общим показателем посттравматического стресса, шка­лами избегания и физиологического возбуждения. М. Горовитц (Horowitz, 1979) выделяет различные этапы пе­реживания травматического события: шок, протест, отказ, вторжение, переживание, новый опыт (принятие себя как другого человека). Шкала контроля опросника жизнестой­кости оказывается значимо отрицательно связана со всеми шкалами опросника посттравматического стресса. Однако можно заметить, что в достаточно большом числе ответов показатели посттравматического стресса низки, порой при­ближаются к нулю (поскольку наша выборка состояла из здоровых испытуемых). Учитывая, что такие данные свиде­тельствуют скорее не о переживании стресса, а об отсутствии в последнее время соответствующих ситуаций (или неже­лании их вспоминать), мы исключили из массива данных всех испытуемых с низкими показателями (более одного стандартного отклонения от нормы).

При корреляционном анализе этой новой матрицы (45 человек) корреляция стресса и контроля исчезает, тогда как корреляция стресса с вовлеченностью становится выше. Сравнительные данные приведены в таблице 13. То, что корреляции вовлеченности с избеганием и физиологичес­ким возбуждением остаются значимыми у испытуемых, дей­ствительно переживавших стресс (при исключении из выборки испытуемых, не имевших посттравматического стресса), свидетельствует о том, что вовлеченность способ­ствует более эффективной переработке травматического опыта (снижению физиологического возбуждения и мень­шей выраженности избегания) и более эффективному пе­реживанию фазы отрицания в переживании горя (для которой избегание характерно в наибольшей степени).

Сопоставление данных по опроснику жизнестойкости и показателей использования копинг-стратегий (способов совла-дания со стрессом) осложнилось отсутствием русскоязычной методики измерения копинг-стратегий, дающей согласован­ные и стабильные результаты. Мы использовали опросник Р. Лазаруса и С. Фолкман в апробации И .А. Джидарьян (2001), включающий в авторском варианте 8 шкал. Поскольку пред­ложенное И.А. Джидарьян 10-факторное решение объясня­ет малый процент дисперсии данных, характеризуется малой устойчивостью (не получило подтверждения на нашей вы­борке) и включает далеко не все предлагаемые пункты, мы


воспользовались авторским факторным решением Р. Лаза-руса и С. Фолкман. В этом варианте опросник включал в себя 50 пунктов, в том числе следующие шкалы: конфронтация, дистанцирование, самоконтроль, социальная поддержка, принятие ответственности, избегание, планирование, по­зитивная переоценка и личностный рост.

Другой сложностью явилась сильная корреляция пока­зателей всех копинг-стратегий между собой (иными слова­ми, испытуемые склонны сообщать о частом или редком использовании копинг-стратегий в целом). Поэтому мы использовали специальный показатель частоты использо­вания копингов, представляющий собой сумму всех баллов. Убедившись, что этот показатель не связан с жизнестойко­стью (возможно, он связан с тревожностью испытуемых), мы разделили относительные показатели копинг-стратегий (согласно авторскому варианту опросника сырые данные по каждой шкале делятся на количество вопросов в ней и вы­ражаются в процентах) на частоту использования копин­гов. За счет этого мы элиминировали влияние частоты ответов испытуемых на показатели их копингов. В таблице 14 приведен сопоставительный анализ корреляций копин­гов с жизнестойкостью в случае использования авторских и оригинальных показателей (представлены только значи­мые различия и различия на уровне тенденции р<0,1).

Представленные данные свидетельствуют об отрица­тельной связи жизнестойкости с избеганием и поиском со­циальной поддержки, а также о позитивной связи с планированием и положительной переоценкой. Связь жиз­нестойкости с избеганием обусловлена вкладом вовлечен­ности и контроля, которые призваны способствовать сохранению активности перед лицом трудностей. Негатив­ная связь с социальной оценкой обусловлена компонентом контроля — закономерно, что при высоком контроле че­ловек стремится сам справляться с трудностями. На связь с планированием повлияли такие шкалы жизнестойкости как контроль и принятие риска, которые способствуют актив­ному совладанию с трудностями. Наконец, жизнестойкость в целом способствует позитивной переоценке значения все­го случившегося для личности, для ее дальнейшего роста. По всей видимости, этот вид копинг-стратегий (наиболее тес­но связанный с поиском смысла) — результат взаимодей­ствия всех трех компонентов.


Отрицательная связь жизнестойкости с депрессивнос-тью, переживанием стресса и непродуктивными копинга-ми в норме позволяет предположить, что жизнестойкость будет снижена при психических заболеваниях, обусловлен­ных мотивационными нарушениями. В исследовании, про­веденном одним из авторов данного руководства совмест­но с Е.Я. Кучеровой под руководством А.Ш. Тхостова (Тхо-стов и др., 2005), было показано снижение жизнестойкости у больных шизофренией с реакцией отказа (отказом от де­ятельности и поведением избегания при возникновении трудностей). Снижение жизнестойкости неразрывно свя­зано с более частой оценкой такими больными ситуации как несущей угрозу, опасной, а себя — как неспособного ее кон­тролировать, что и приводит в стрессогенной ситуации к пассивности и избеганию.