Адаптация методики диагностики социальной ангедонии (RSAS) на российской выборке^*

Ангедония (иногда гипогедония) отражает дефицит способности к переживанию удовольствия. Интерес клинических психологов и психопатологов к концепту обусловлен высокой значимостью нарушения способности испытывать удовольствие в структуре психопатологической симптоматики серьезных психических расстройств, таких как шизофрения, депрессия, химические зависимости. Для понимания психологических дефицитов пациентов с расстройствами шизофренического спектра особое значение имеет социальная ангедония, отражающая сниженную способность испытывать интерес и удовольствие от взаимодействия с социально-релевантными стимулами и партнерами по общению и причастная к нарушениям социального познания, к социальной изоляции пациентов. Revised Social Anhedonia Scale (RSAS) была создана для оценки степени выраженности социальной анге- донии, апробирована во многих странах, широко использовалась в исследованиях. Задача оценки психометрических характеристик теста RSAS, в том числе валидности методики, стала частью проекта по изучению социального познания при психических расстройствах (грант Российского научного фон- да № 14-18-03461). Настоящая статья излагает результаты оценки психометрических характеристик RSAS и применимости методики для российской выборки.

Ангедония (иногда гипогедония) отражает дефицит способности к пережи- ванию удовольствия. Интерес клинических психологов и психопатологов к концепту обусловлен высокой значимостью нарушения способности ис- пытывать удовольствие в структуре психопатологической симптоматики серьезных психических расстройств, таких как шизофрения, депрессия, хи- мические зависимости. Для понимания психологических дефицитов паци- ентов с расстройствами шизофренического спектра особое значение имеет социальная ангедония, отражающая сниженную способность испытывать интерес и удовольствие от взаимодействия с социально-релевантными сти- мулами и партнерами по общению и причастная к нарушениям социального познания, к социальной изоляции пациентов. Revised Social Anhedonia Scale (RSAS) была создана для оценки степени выраженности социальной анге- донии, апробирована во многих странах, широко использовалась в исследо- ваниях. Задача оценки психометрических характеристик теста RSAS, в том числе валидности методики, стала частью проекта по изучению социального познания при психических расстройствах (грант Российского научного фон- да № 14-18-03461). Настоящая статья излагает результаты оценки психоме- трических характеристик RSAS и применимости методики для российской выборки.

Ангедония как психологический и психопатологический феномен

 Один из первых психологов Европы Т. Рибо ввел понятие «анге- дония» для обозначения нарушенной способности испытывать удо- вольствие у больных с серьезными соматическими заболеваниями, не предполагая высокой значимости, которую концепт приобретет в психиатрии, особенно в шизофренологии. У. Джеймс рассматривал ангедонию как тип патологической депрессии, но пониманию высо- кой значимости нарушенной способности к получению удовольствия для психического здоровья человека мы обязаны психоаналитикам.
Хотя З. Фрейд не использовал понятие ангедонии, он акцентировал неспособность испытывать удовольствие у больных с психическими расстройствами. Стремление человека к удовольствию в психоанализе считается ядром мотивационной системы, а способность/неспособ- ность к переживанию удовольствия — значимой характеристикой ин- стинктивной части личности человека (либидо). Поскольку в модели З. Фрейда либидо обеспечивает энергетическую составляющую моти- вации, служит источником развития всех личностных структур, вли- яние дефицита гедонистических переживаний на различные аспекты личности очевидно.

Родоначальник концепции шизофрении Э. Блейлер отмечал при данном расстройстве «уплощение» аффекта как один из ключевых при- знаков; эта эмоциональная дефицитарность относится и к способности испытывать удовольствие. Изменение аффекта вошло в перечень че- тырех «А» по Э. Блейлеру (наряду с нарушениями ассоциаций, амби- валентностью и аутизмом) [24], ставших основой трактовки шизофре- нии для поколений психиатров. В дальнейшем шизофренология долгое время концентрировалась на изучении клинической феноменологии и когнитивных нарушений у пациентов, а интерес к дефицитам эмоцио- нальной сферы был много меньше до момента, когда в 60-х гг. ХХ в. два независимых автора выдвинули идею о неспособности испытывать удо- вольствие от жизни (ангедонии) как ключевом дефиците при шизофре- нии. Это были S. Rado [65] и P.E. Meehl [62].
S. Rado полагал ангедонию следствием накопленного больными опыта переживания отрицательных эмоций [65], источником последних он считал социальные и психосоциальные факторы, что роднит его кон- цепцию с психоаналитическими моделями. P.E. Meehl писал о лицах с генетически предопределенной первичной ангедонией, воспринимаю- щих жизнь с отрицательной стороны, как полную опасностей, неудач, вследствие чего они сохраняют высокий уровень тревоги и напряжения.
Такой тип реагирования, согласно P.E. Meehl, порождает уязвимость к шизофрении, и может предопределить манифестацию последней [62].
Шизотипию как особый личностный склад, включающий ангедонию и некоторые иные черты, P.E. Meehl полагал предиспозицией к шизоф- рении [63]. Позже он утверждал, что именно ангедония лежит в основе социальной изоляции, особого поведения избегания (schizotypal aversive drift), присущего личностям с шизоидными, шизотипическими чертами, и даже если это не приводит к развитию шизофренической симптома- тики, такие лица остаются носителями указанных особенностей, либо можно квалифицировать у них проявления латентной шизофрении [61].
Концепции S. Rado и P.E. Meehl роднит признание чрезвычайного зна- чения ангедонии для понимания генеза патологии шизофренического спектра, с чем солидарны и другие авторы [17; 43; 69; 72].
Исследователи L.J. Chapman и J.P. Chapman первоначально исходили из предположения о ключевой роли проявлений физической ангедонии (в виде переживаний общего физического дискомфорта, неудовольствия, глобально плохого самочувствия), что близко к биологическому дефекту, обозначенному в теоретических моделях З. Фрейда, S. Rado, P.E. Meehl [30]. Были зафиксированы многочисленные подтверждения симпто- мов физической ангедонии у больных шизофренией, связи физической ангедонии с бедными социальными и сексуальными отношениями.
Социальная же ангедония трактовалась указанными исследователями как вторичная, как следствие опыта неуспешного, неудовлетворитель- ного социального взаимодействия. L.J. Chapman, J.P. Chapman стали и разработчиками первых шкал для измерения уровня ангедонии: фи- зической — Physical Anhedonia Scale и социальной — Social Anhedonia Scale. Также ими были созданы иные опросники для оценки предрас- положенности к развитию психоза: Шкала перцептивных искажений (Perceptual Aberration Scale) [29], Шкала импульсивной нонконформно- сти (Impulsive Nonconformity Scale) [28], Шкала магического мышления (Magical Ideation Scale) [34]. Проведенные популяционные исследова- ния показали, что в случаях, когда значение по показателям перечислен- ных шкал выше на два и более стандартных отклонения, риск развития расстройства шизофренического спектра значимо возрастает [27; 44].
Позже предложена вторая версия опросника социальной ангедонии — Revised Social Anhedonia Scale (RSAS) [35]. Важно, что впоследствии вы- сокий балл по этой шкале оказался наиболее надежным показателем предрасположенности к шизофрении, тогда как измерение физической ангедонии не подтвердило своей предсказательной силы [55; 63]. Этот вывод сделан на основе лонгитюда длительностью более 10 лет [27]; из- вестный и передовой в свое время проект по изучению предикторов ши- зофрении — Нью-Йоркский проект изучения лиц из группы риска (The New York High-Risk Project) — также подтвердил значение ангедонии как фактора риска развития психоза в широкой популяции [36].
Вызывал полемику вопрос о соотнесении ангедонии с иными сим- птомами эмоционального неблагополучия у больных шизофренией.
Было установлено, что выраженность социальной ангедонии сопряжена с ростом числа негативных эмоций, а уменьшение диапазона положи- тельных эмоций сопровождается повышением показателей как социаль- ной, так и физической ангедонии [20]. Постепенно сниженную способ- ность испытывать удовольствие от социального взаимодействия стали квалифицировать как один из ключевых эмоциональных дефицитов при шизофрении, в значительной степени предопределяющий нарушения социального функционирования у пациентов [22; 23].
Лицам без психотических симптомов, но с шизоидными чертами так- же оказалась присуща высокая социальная ангедония, причем показатель по тесту RSAS обладал наибольшей дифференцирующей силой для отде- ления субъектов с шизоидными особенностями от лиц с доминирующими чертами других типов личности [25]. Для шизоидных личностей доказана значимая связь параметров социальной ангедонии с иными предпсихоти- ческими проявлениями [33; 56], с нарушениями социальной адаптации, проблемами во взаимоотношениях с членами семьи [22].
Малоадаптивные поведенческие паттерны, неспособность или от- сутствие желания участвовать в жизненных ситуациях выявлены и у психически здоровых испытуемых без отчетливых черт шизоидного круга — при наличии проявлений ангедонии [51; 52]. Причем у лиц без психических расстройств, но с ангедонистическими тенденциями отве- ты на сложные социальные стимулы были краткими, недостаточно ком- петентными и менее точными [15; 45]. Прицельное изучение двух групп психически здоровых испытуемых молодого возраста, различающихся по степени выраженности социальной ангедонии, показало, что лицам с более высоким ее уровнем присущи меньшая готовность участвовать во взаимодействии с другими людьми и реагировать на них позитивны- ми чувствами, меньшая социальная компетентность, отсутствие готов- ности к построению близких отношений [57]. Таким образом, концепт социальной ангедонии хорошо встраивается в логику моделей, объясня- ющих дефицитарность социального познания человека. Когда личность с ангедонистическими установками лишает себя возможности широко участвовать в жизненных событиях из-за социальной отчужденности, это порождает кольцевую причинность: ангедония фиксирует отчуж- денность, социальный неуспех, которые, в свою очередь, способствуют росту числа неудач при межличностном взаимодействии, повышают уровень стрессированности в контактах и подкрепляют ангедонию [53].
Механизмы ангедонии изучались и с позиции психологии научения.
Модель антиципации удовольствия (anticipatory pleasure), в которой ос- новным побудителем к действиям, предопределяющим целенаправлен- ное поведение, полагают ожидания будущей награды или предвкушения успеха [31], связывает отсутствие такого предвидения, ожидания позитив- ного результата с высокими показателями социальной ангедонии [40].
Иная объяснительная модель ангедонии опирается на представле- ние о тесной ее (ангедонии) связи с концептом мотивации социально- го взаимодействия, приближения (approach motivation). Оценка такой мотивации даже предлагалась в качестве способа измерения ангедонии [41]. При анализе процесса зашифровывания и/или запечатления лич- ностью субъективно положительных эмоций продемонстрирована связь ангедонии с когнитивными процессами — избирательностью памяти в отношении негативных и позитивных стимулов и событий [13; 14; 46; 47]. Исследователи говорят о дефиците способности пациентов, страда- ющих шизофренией и близкими расстройствами, удерживать в памяти приятные впечатления; о наличии у них особых «контаминаций», за- шумления полученных в прошлом приятных впечатлений неприятны- ми, что сопровождается негативными эмоциями [47]. В последние годы активно изучаются мозговые механизмы ангедонии, в том числе при психических заболеваниях [71], и это направление исследований отве- чает духу современной нейронауки; освещение этого аспекта выходит за рамки настоящей публикации.
Ангедония изучалась и за пределами клиники шизофрении. Тради- ционными можно считать эмпирические исследования ангедонии при депрессивных расстройствах [16; 49; 68], применительно к патологии личности [25], в сравнительном аспекте при разных видах психических расстройств [18; 48; 66]. В числе значимых результатов исследований — демонстрация того, что при депрессивных расстройствах ангедония является скорее временным состоянием, тогда как при шизофрении — устойчивой характеристикой, чертой [19; 58].
Эти данные перекликаются с результатами отечественных исследова- телей. Н.С. Курек, исследуя проблему снижения психической активно- сти при психических расстройствах, изучал особенности эмоциональной сферы при шизофрении. Им был описан феномен «истинного дефици- та положительных эмоций» у больных шизофренией, заключавшийся в «снижении интенсивности, частоты переживаний удовольствия, радо- сти» [6]. В проведенном совместно с Н.Г. Гаранян исследовании было установлено, что у больных шизофренией имеет место недооценка соб- ственных эмоций в ситуации успеха-неуспеха, причем недооцениваются преимущественно положительные эмоции [3]. Н.С. Курек обосновы- вал влияние таких особенностей на нарушения выбора цели, реакции на неуспех, и, более широко, на нарушения психической активности.
На отказ больных шизофренией вступать в социальное взаимодействие вследствие большого количества негативных эмоций, испытываемых больными в период такого взаимодействия, указывали и другие отече- ственные авторы [1].
В зарубежных работах последних лет чаще предлагается трактовка ангедонии как сложного феномена, с выделением первичной гипогедо- нии — предиспозиции, основанной на генетическом факторе, и вторич- ной гипогедонии — устойчивой черты или установки, отражающей опыт взаимоотношений личности с жизнью в целом и более непосредственно причастной к развитию шизофрении [61]. Связь ангедонии с мотиваци- ей социального поведения и социального научения, ее причастность к выбору целей поведения и общей его ориентации (на социальную актив- ность, взаимодействие или, напротив, с отказом от такой активности и изоляцией) неоднократно находили эмпирическое подтверждение.
Отечественные ученые, продолжая традиции московской школы патопсихологии, также обосновывают связь нарушений социального познания и поведения при шизофрении с мотивационными и эмо- циональными характеристиками больных, их отказом от активного социального взаимодействия [10; 12]; такая связь логично вытекает из теоретических разработок в отечественной психологии. На наш взгляд, роль социальной ангедонии недооценивается в работах мно- гих авторов, склонных рассматривать ее как одну из особенностей эмоциональной сферы, а не системообразующую характеристику, во многом определяющую поведение и адаптацию больных [67]. Вы- сокий уровень ангедонии является важным барьером не только для адаптации пациентов в обществе, но и для участия в индивидуальной психотерапии и групповых тренингах. Преодоление ангедонистиче- ского барьера, таким образом, видится важной частью психологиче- ской помощи пациентам. В последнее время интерес к социальной ангедонии повысился в связи с мощным влиянием парадигмы нару- шений социального познания в психиатрии и клинической психо- логии. В соответствии с положением о неразрывной связи аффекта и интеллекта [2; 4; 5], включение социальной ангедонии как пере- менной при изучении нарушений социального познания у больных шизофренией представляется обязательным. Вклад социальной анге- донии в стабилизацию нарушений социального познания (или соци- ального интеллекта) был убедительно эмпирически подтвержден [9; 12]. Надежный инструмент для ее измерения необходим отечествен- ным исследователям и практикам, оказывающим психологическую помощь пациентам с психическими расстройствами.

Шкалы для оценки ангедонии

 Популярность концепта социальной ангедонии привела к созданию ряда тестов, измеряющих данную черту. Кроме указанных выше шкал социальной и физической ангедонии предлагались также методики: — «Шкала удовольствия Фосетта-Кларка» (Fawcett-Clark Pleasure Scale, FCPS) [37]; — «Шкала удовольствия Снейта-Гамильтона» (Snaith-Hamilton Pleasure Scale, SHAPS) [70]; — «Шкала дефицита и препятствий переживанию удовольствия» (Hedonic Deficit & Interference Scale, HDIS), включающая субшкалы по- ложительных эмоций (HDIS-Positive Emotionality), гедонистического дефицита (HDIS-Hedonic Deficit) и влияния негативных переживаний (HDIS-Negative Affective Interference) [38]; — «Шкала оценки опыта удовольствия» (Temporal Experience of Pleasure Scale, TEPS) [39; 40]; — «Шкала социальной безопасности и удовольствия» (Social Safeness and Pleasure Scale, SA-SSPS) [42].
Очевидно, что рождение новых шкал обусловлено сохраняющимся интересом к теме способности (или неспособности) переживать удо- вольствие у пациентов различных клинических групп и психически здоровых лиц.

Методика RSAS и ее психометрические характеристики по данным зарубежных авторов

 Как уже сказано, шкала для оценки социальной ангедонии (Social Anhedonia Scale) стала частью проекта по созданию тестов для диффе- ренциации популяции психически здоровых лиц и пациентов с пси- хозами и пригодных для оценки предрасположенности к психотиче- ским расстройствам. Параллельно разрабатывались и другие шкалы: «Шкала физической ангедонии», «Шкала перцептивной аберрации», «Шкала импульсивной нонконформности» и «Шкала магического мышления» [30]. Объединяла перечисленные шкалы не только единая задача, но и сходный алгоритм разработки опросников. Пункты шкал отбирались из множества рационально сформулированных утвержде- ний, содержательно однородных (внутри каждой из шкал), с простым алгоритмом ответов в виде выбора «верно—неверно». В окончатель- ную редакцию опросников включались пункты, хорошо разграничи- вающие больных шизофренией от пациентов с другими диагнозами и психически здоровых лиц. Подобная модель создания психодиаг- ностической шкалы с использованием клинически однородной вы- борки не является оригинальной и ранее применялась при разработке такого теста, как MMPI [26].
Первоначальный вариант теста для оценки социальной ангедонии был впоследствии несколько изменен, и более поздняя версия шка- лы получила название Revised Social Anhedonia Scale (RSAS); принцип включения в окончательную версию шкалы пунктов, максимально раз- личающих психически здоровых лиц от пациентов с диагностированной шизофренией, был сохранен.
Оригинальный вариант методики RSAS, включивший 40 пунктов с дихотомическим вариантом ответа, неоднократно проходил провер- ку по основным психометрическим показателям. Так, уже в первые годы использования методики было получено подтверждение ее высо- кой внутренней согласованности, со значениями коэффициента альфа Кронбаха в диапазоне от 0,79 до 0,84 для отдельных пунктов [64], до- казана устойчивость суммарного балла по шкале на протяжении 90 дней на уровне 0,79 [20] и при оценке тест-ретест с перерывом в один год на уровне 0,72 [19].
Валидность шкалы RSAS — высокая, так как в многочисленных ис- следованиях доказаны критические различия показателей по шкале у психически здоровых лиц и больных шизофренией, испытуемых с ши- зоидными особенностями, членов семей больных шизофренией [48; 50].
Подтверждают валидность теста данные о нарастании социальной анге- донии по мере утяжеления симптоматики в рамках расстройств шизофренического спектра [22; 54] и при повышении степени выраженности шизотипии [25; 60].

Процедура оформления текста русскоязычного варианта методики RSAS

 Методика RSAS в рамках настоящей работы была переведена с английского на русский язык, при этом в переводе принимали уча- стие специалист-филолог и клинические психологи; затем перевод был уточнен с помощью носителей языка и путем обратного перевода для сопоставления с исходным англоязычным вариантом. После чего был оформлен окончательный русскоязычный вариант методики. Все включенные в англоязычную шкалу 40 пунктов были сохранены и для варианта на русском языке. Ответы на каждый пункт предполагаются в двух градациях: «верно»—«неверно»; при этом часть пунктов явля- ются инвертированными. Пункты опросника RSAS представлены в Приложении.
Адаптация методики RSAS, проверка ее психометрических показа- телей стали частью широкомасштабного проекта по изучению наруше- ний социального познания при различных психических расстройствах, поддержанного грантом Российского научного фонда (проект № 14-18- 03461), проводимого на базе Московского НИИ психиатрии (филиала ФГБУ «ФМИЦПН имени В.П. Сербского» Минздрава России), при одобрении Этического комитета указанного института.
Выборка В исследовании приняли участие жители г. Москвы, близлежащих городов и поселков Подмосковья, других городов России. Обследова- лись испытуемые трех групп: больные шизофренией, шизоаффектив- ным расстройством (ШАР) и психически здоровые испытуемые. Группы были уравнены по возрасту. Общий объем выборки исследования соста- вил 202 человека (105 мужчин и 97 женщин).
В группу нормы включены 150 здоровых испытуемых (75 мужчин и 75 женщин), в возрасте от 19 до 50 лет (средний возраст — 33,7±6,5 лет), ранее не обращавшихся к психиатру и не имевших признаков психиче- ского расстройства (последнее подтверждено скринингом). Участников, составивших контрольную группу психически здоровых лиц, привлека- ли различными способами, преимущественно через знакомых, всегда на добровольной основе.
Участники исследования из числа пациентов с расстройствами ши- зофренического спектра привлекались к выполнению теста во время лечения в стационарных отделениях МНИИ психиатрии (филиал ФГБУ «ФМИЦПН имени В.П. Сербского» Минздрава России). Все пациенты дали информированное согласие на участие в исследовании.
В группу больных шизофренией вошли 22 пациента с диагнозом параноидная шизофрения (F20.0) — 15 мужчин и 7 женщин в возрасте от 20 до 50 лет, средний возраст — 34,9±9,2 лет. Средняя длительность заболевания составила 10,6±8,3 лет. На этапе обострения клиническая картина характеризовалась наличием проявлений галлюцинаторно-па- раноидного синдрома без выраженных аффективных расстройств. В пе- риод обследования в состоянии пациентов имеются признаки редукции острой психопатологической симптоматики, при наличии остаточных позитивных и негативных симптомов.
В группу больных ШАР включены 30 пациентов — 15 мужчин и 15 женщин в возрасте от 18 до 48 лет — с диагнозами шизоаффективное расстройство (маниакальный тип (F25.0) — 9 человек, депрессивный тип (F25.1) — 9 человек и смешанный тип шизоаффективного расстрой- ства (F25.2) — 1 человек). Средний возраст по всей группе — 29±8 лет, длительность заболевания в среднем составила 9,4±7,0 лет. Причиной госпитализации стало развитие психотического эпизода, с проявления- ми депрессивной, маниакальной или смешанной аффективной патоло- гии и симптомами аффективно-бредовой симптоматики. На этапе ре- миссии (и обследования) отмечены нерезко выраженные резидуальные расстройства настроения при редукции параноидных симптомов.
Сравнение клинических групп по тяжести актуальной на момент обследования психопатологической симптоматики свидетельствует о более высоких показателях в группе больных ШАР: среднее значение общего индекса тяжести SCL-90-R в группе больных с шизофренией составил 0,62±0,62, в группе ШАР — 1,34±0,91 (различия значимы на уровне p<0,01). В группе пациентов с ШАР значимо выше показатели и по другим шкалам SCL-90-R, кроме показателя выраженности фобиче- ских реакций, одинаково высокого в обеих группах. Высокие значения по шкалам SCL-90-R в группе больных с ШАР отражают отчетливую аф- фективную окраску имеющейся патологии. Яркость аффекта, чувствен- ный характер бредовой симптоматики обусловливали большую остроту и интенсивность психопатологического состояния у этих больных.
Методики, использованные для валидизации RSAS Для оценки внешней валидности RSAS использованы: — Опросник выраженности психопатологической симптоматики (Simptom Check List-90-Revised», SCL-90-R [32]), включает 90 вопросов, относящихся к шкалам: соматизация, обсессивно-компульсивное рас- стройство, интерперсональная чувствительность, депрессия, тревога, враждебность, фобическая тревога, параноидное мышление, психотизм.
Подсчитываются три интегративных показателя: общий индекс тяжести (GSI), общее число утвердительных ответов (PST), индекс симптомати- ческого дистресса (PSDI); — Шкала социального избегания и дистресса (Social Avoidance and Distress Scale, SADS [11; 73]), измеряет склонность испытуемых укло- няться от социальных ситуаций как рождающих дискомфорт; состоит из 28 пунктов, касающихся социального избегания, тревоги в межличност- ных ситуациях. Подсчитываются показатели общего социального дис- тресса, социальной тревожности и социального избегания. — Госпитальная шкала тревоги и депрессии (The Нospital Anxiety and Depression Scale, HADS [74]), предназначена для первичного выявления симптомов тревоги и депрессии, состоит из 14 утверждений, по 7 на каж- дую субшкалу (тревоги и депрессии), оценка каждого пункта возможна в диапазоне от 0 до 3 баллов.
Методы анализа данных исследования При обработке полученных данных была подсчитана внутренняя консистентность опросника с применением коэффициентов альфа Кронбаха, Спирмена—Брауна, Гутмана, подтверждена однофакторная структура методики, представлена описательная статистика распределе- ния балла по тесту в популяционной выборке, оценена валидность теста путем использования внешнего критерия и иных тестовых показателей (использован корреляционный анализ с подсчетом r-критерия Спирме- на), проверена ретестовая надежность методики (интервал 6 месяцев); использован пакет SPSS 17.0.
Эмпирическая оценка шкалы RSAS по данным проведенного исследования Первоначально на материале испытуемых всех обследованных групп был осуществлен описательный статистический анализ пунктов шка- лы RSAS. По каждому пункту подсчитывались средние значения пун- кта, стандартное отклонение, а в качестве показателя внутренней кон- систентности — коэффициент альфа Кронбаха для итоговой шкалы, который оказался равным 0,853. В табл. 1 приведены значения альфы Кронбаха при удалении каждого из пунктов теста. Подавляющее боль- шинство пунктов хорошо работают на итоговую шкалу, поскольку при удалении этих пунктов значение альфы Кронбаха снижается. Только в отдельных случаях (п.п. 13, 18, 35, 38) коэффициент незначительно уве- личивается — не более чем на 0,008. Приведенное выше значение коэф- фициента альфа Кронбаха для итоговой шкалы говорит о высокой со- гласованности пунктов теста со шкалой [7].

Анализ надежности половинного расщепления (пункты были раз- делены по принципу четный—нечетный) проводился с помощью ко- эффициента Спирмена-Брауна и коэффициента половинного рас- щепления Гутмана. Значения данных коэффициентов — 0,881 и 0,878 соответственно; это подтверждает хорошую надежность-согласован- ность теста [7].
Для прояснения структуры опросника также проведена кластери- зация. Результаты кластерного анализа (рис. 1) показывают отсутствие устойчивых заметных сочетаний пунктов опросника, и это свидетель- ствует об относительно однородной структуре шкалы RSAS, отсутствии сочетаний пунктов, ответы на которые единообразны.
Нормативный показатель по тесту RSAS Были изучены имеющиеся в публикациях разных авторов данные о распределении суммарного балла по тесту RSAS в популяционных вы- борках, часть данных приведена в табл. 2.
Как видно из табл. 2, распределение суммарного балла по тесту RSAS несколько разнится в выборках, обследованных в разных стра- нах, этносах и в разные годы. Чаще показатели социальной ангедонии выше у мужчин-респондентов в сравнении с женщинами (эти разли- чия иногда статистически значимы, но чаще — нет). Заметно различается разброс среднего балла — наиболее однородной оказалась выбор- ка, представленная в отечественной работе [9]; такой результат можно объяснить строгими критериями скрининга, использованного при отборе в контрольную группу психически здоровых лиц. Вследствие скрининга из группы нормы исключались лица, обнаруживающие даже пограничные значения по параметрам эмоционального неблаго- получия, и испытуемые, баллы которых по тесту интеллекта выходили за границы нормативного коридора. В исследованиях без процедуры скрининга средние показатели и разброс баллов социальной ангедо- нии выше (табл. 2).

Рис. 1. Результаты кластерного анализа

Примечания: «*» — данные авторов методики, собранные на студенческой вы- борке; «**» — в исследовании проводился скрининг при подборе лиц в группу нормы, с использованием «Шкалы самооценки уровня тревожности Ч.Д. Спил- бергера» (адаптация Ю.Л. Ханина), тест EPQ Г. Айзенка и «Краткий ориентировочный тест» для оценки интеллекта [8].

В настоящем исследовании нами также использован скрининг ис- пытуемых: после оценки ряда показателей теста SCL-90-R из группы удалялись испытуемые, у которых по суммарному баллу теста или частным субтестам результат позволял предполагать наличие невро- тических проявлений, психопатических черт или психопатологиче- ских симптомов, включая симптомы аффективного расстройства.
Таким образом, была выделена выборка психически здоровых лиц числом 150 человек, по числу мужчин и женщин группа делится по- ровну. Данные распределения суммарного балла по тесту приведены в целом по группе и по подгруппам психически здоровых женщин и мужчин (рис. 2, 3, 4).
Данные статистик общего балла по выборке (и ее частям) даны в табл. 3.
Как можно видеть из гистограмм, отражающих частоты распределе- ния балла по шкале RSAS (рис. 2, 3, 4), и параметров оценки распреде- ления суммарного показателя (табл. 3), распределение не носит харак- тер строго нормального, но приближено к нему. Среднее значение балла выше у мужчин, значимых различий по гендерному признаку нет.

Рис. 2. Гистограмма распределения частот общего балла по тесту RSAS в выборке психически здоровых лиц (N=150)

Рис. 3. Гистограмма распределения частот общего балла по тесту RSAS в выборке психически здоровых женщин (N=75)

Рис. 4. Гистограмма распределения частот общего балла по тесту RSAS в выборке психически здоровых мужчин (N=75)

Поскольку группа психически здоровых лиц была подвергнута проце- дуре скрининговой оценки, и лица с отклоняющимися от нормы показа- телями по тестам, оценивающим эмоциональное неблагополучие, были исключены, разброс баллов в исследованной группе нормы меньше, нежели в популяционной выборке, не подвергнутой предварительной скрининговой оценке. Отсюда мы делаем вывод о том, что критическим отклонением необходимо считать удвоенное значение среднеквадратич- ного отклонения (т. е. 2σ). Таким образом, нормативный диапазон по- казателя шкалы RSAS составляет значения от 1 до 11 баллов, причем у мужчин нормативный коридор — от 1 до 12 баллов. Данные анализа раз- броса баллов показывают, что даже в верифицированной выборке пси- хически здоровых лиц встречаются высокие значения по шкале RSAS; так, максимальный балл, наблюдающийся в этой выборке — 15 (число пунктов шкалы и, соответственно, предельный балл по тесту — 40). Та- кой показатель можно интерпретировать как повышенный.
Для сравнения приведем данные по тесту RSAS, полученные в настоящем исследовании при замере в клинических выборках (табл. 4).

Полученные в исследовании результаты свидетельствуют о том, что общий балл по тесту RSAS в клинической группе пациентов с расстрой- ствами шизофренического спектра очевидно и значимо выше в сравне- нии с группой нормы. При этом заметно выше в клинической выборке и разброс баллов (стандартное отклонение варьирует от 5,83 до 8,5 балла), нежели в группе психически здоровых лиц, выбранных на основе скри- нинга (стандартное отклонение балла ангедонии — в пределах 2,28— 2,71). То есть для психически здоровых лиц типично отсутствие прояв- лений социальной ангедонии. В выборке пациентов с расстройствами шизофренического спектра мы встречаем лиц как с относительно низ- кими показателями социальной ангедонии, так и с очень высокими.
При решении задачи адаптации методики для российской выборки важно, что значимое расхождение баллов между психически здоровыми испытуемы- ми и пациентами с расстройствами шизофренического спектра одновременно является подтверждением внешней (критериальной) валидности теста RSAS.
Здесь в качестве важнейшего критерия выступает факт заранее известной, ве- рифицированной на основе клинических данных отнесенности испытуемых к одной из групп — психически здоровых лиц либо пациентов с расстройства- ми шизофренического спектра. Различия значений балла социальной ангедо- нии для сопоставимых групп с учетом гендера подсчитывались по критерию Манна—Уитни, значимость различий определялась на уровне р<0,001. Тем самым критериальная валидность теста RSAS, по нашим данным, оказалась высокой. Заметим, что ранее получены свидетельства не только высокой кри- териальной, но и высокой прогностической валидности теста RSAS — приме- нительно к возникновению расстройств шизофренического спектра [44; 55].
Конструктивная (концептуальная) валидность теста RSAS проводилась ранее неоднократно. Так, данные теста RSAS традиционно сопоставлялись со шкалами, измеряющими степень выраженности личностных особен- ностей шизоидного круга. Например, такое сопоставление проводилось в рамках модели, интерпретирующей проявления социальной ангедонии и социальной тревоги в качестве главного фактора стабилизации шизоидных черт личности [25]. В работах последних лет можно встретить попытки ино- го осмысления социальной ангедонии и, соответственно, сопоставления ее с измерениями интроверсии и аспектами алекситимии [59]. Поэтому для оценки валидности теста в нашей работе также было необходимо сопоста- вить показатель социальной ангедонии с иными близкими содержательно феноменами, в том числе клиническими. Для этого была оценена корре- ляционная связь балла по тесту RSAS и ряда переменных, содержательно близких и являющихся показателями тестов с уже доказанной валидностью.
Формулируя предварительные статистические гипотезы, мы предпо- ложили, что наиболее связанными со значениями по тесту RSAS будут результаты тестов, отражающие степень выраженности психопатологической симптоматики, депрессии и поведения, связанного с социаль- ным избеганием. При этом наличие психического расстройства или его отсутствие могут не учитываться, так как социальная ангедония не мо- жет считаться только психопатологическим феноменом [71], а степень выраженности социальной ангедонии разнится в группе психически здоровых лиц и в группе обследованных пациентов (как и данные по другим измеренным шкалам). Для оценки связи использованы данные корреляционного анализа (с подсчетом коэффициента ранговой корре- ляции r-Спирмена) балла по тесту социальной ангедонии и показателей психопатологической симптоматики, подсчитанных с использованием Госпитальной шкалы, опросника SCL-90-R, показателей Шкалы соци- ального избегания и дистресса SADS. Кроме того, поскольку социаль- ная ангедония является нозологически-неспецифическим феноменом, наблюдается при разных психопатологических состояниях, ожидалась связь показателя с индексом тяжести клинического состояния по тесту SCL-90-R. Показатели корреляционной связи социальной ангедонии с параметрами Госпитальной шкалы, опросника SCL-90-R, Шкалы соци- ального избегания и дистресса представлены в табл. 5.

Как видно из табл. 5, значимая положительная связь между выражен- ностью социальной ангедонии установлена для таких параметров теста SCL-90-R, как: GSI (общий индекс тяжести клинического состояния), DEP (депрессия), PSY (психотизм), PST (общее число утвердительных ответов, также выражающее степень клинического неблагополучия ре- спондента), ANX (тревога) и PAR (параноидное мышление). Высоко значимые корреляционные связи показателя социальной ангедонии и ряда субшкал методики для оценки выраженности психопатологиче- ской симптоматики SCL-90-R ожидаемы, так как все указанные показа- тели, как правило, высоки при расстройствах шизофренического спек- тра. Значительный вклад перечисленных шкал в суммарный показатель психопатологического неблагополучия (GSI) привел к тому, что послед- ний также оказался связан с баллом социальной ангедонии.
Значимой и теоретически ожидаемой оказалась связь социальной ан- гедонии с показателями депрессии и тревоги Госпитальной шкалы.
Важным для оценки валидности теста RSAS стал результат, отраженный в табл. 5 в виде высоко значимых корреляций балла по адаптируемому тесту с показателями социального дистресса и социального избегания по шкале SADS. Родство социальной ангедонии и поведения социального избегания очевидно, феноменология оцениваемой черты включает активное уклоне- ние от контактов, различных социальных ситуаций, отказ от взаимодей- ствия с окружающими и инициирования такого взаимодействия.
Эмпирическое подтверждение выдвинутых гипотез позволяет оцени- вать опросник RSAS как эффективный измерительный инструмент для оценки дефицита способности к переживанию удовольствия при взаи- модействии с людьми.
На части выборки психически здоровых лиц (57 человек) была про- верена ретестовая надежность методики. Для доказательства устойчиво- сти показателей методики во времени проводили сравнения протоколов испытуемых. Сравнивались ответы по каждому пункту теста, и посколь- ку данные являются бинарными, то для сравнения результатов по двум связанным выборкам применялся критерий Мак-Немара. Результаты сравнения показали, что данные теста статистически не различаются (уровень значимости p>0,05) при его выполнении с перерывом полгода у психически здоровых лиц. Это свидетельствует о хорошей устойчивости балла теста, и, соответственно, о надежности опросника RSAS.

Выводы

1. Проведенный анализ полученных результатов подтверждает ва- лидность и надежность опросника социальной ангедонии RSAS, а также правомерность использования его русскоязычной версии для определе- ния степени выраженности социальной ангедонии у взрослых лиц. 2. Адаптация шкалы на российской выборке дает возможность про- ведения новых исследований нарушений социального познания при психических расстройствах с учетом параметра социальной ангедонии, отражающей вклад социальной мотивации в нарушения когнитивной и эмоциональной сферы. 3. Адапатация шкалы дает практикам важный инструмент для про- гностической оценки состояния лиц из группы риска по заболеваниям шизофренического спектра, а также постановки дифференцированных задач психологической помощи при работе с больными, страдающими расстройствами шизофренического спектра и другими формами психи- ческой патологии.
Благодарности Исследование выполнено за счет гранта Российского научного фонда (проект № 14-18-03461) на базе ФГБУ «ФМИЦПН имени В.П. Сербского» Минздрава России.
Авторы благодарят за помощь в сборе данных для исследования сотрудников лаборатории клинической психологии и психотерапии Московского НИИ пси- хиатрии.

П р и л о ж е н и е

Инструкция и пункты опросника RSAS, адаптированного на российской выборке Инструкция: Пожалуйста, внимательно прочтите приведенные ниже утверждения, касающиеся Ваших переживаний. Оцените каждый пункт как «Верно» или «Неверно» по отношению к Вашим переживаниям. По- жалуйста, не пропускайте ни одного пункта даже в случае, если Вы не вполне уверены в ответе (в этом случае дайте наиболее подходящий от- вет). Если Вы имеете опыт воздействия на Вас психоактивных (нарко- тических) веществ или сильнодействующих медикаментов, то отвечайте так, как бывает вне такого воздействия, в Вашем обычном состоянии.
Пункты опросника RSAS:

 1. Я чувствую себя лучше и комфортнее, когда узнаю больше о чувствах своих друзей. (-)

2. Обычно я чувствую себя комфортно, только если я остаюсь один, размышляя или мечтая о чем-то.

3. Когда рядом со мной кто-то находится в угнетенном состоянии, это негативно влияет на меня тоже. (-) 

4. Хотя я и знаю, что должен чувствовать привязанность к некоторым людям, на самом деле я не чувствую ее.

5. Мои отношения с другими людьми никогда не бывают особенно ин- тенсивными.

6. Я предпочитаю хобби и развлечения, которые не предполагают уча- стия других людей.

 7. Когда другие люди пытаются рассказать мне о своих проблемах и «по- весить» их на меня, я обычно слушаю их с интересом и вниманием. (-)

8. Хотя есть некоторые вещи, которые я люблю делать один, я получаю больше удовольствия, если делаю их совместно с кем-либо. (-)

9. Есть вещи более важные для меня, чем уединение. (-)

10. Поиск новых друзей не стоит той энергии, которую необходимо на это тратить.

11. В школе я никогда не имел действительно близких друзей.

12. Когда что-то радует моих близких друзей, я тоже хорошо себя чувствую. (-)

13. Просмотр телевизора я предпочитаю общению с другими людьми.

14. Поездка на автомобиле намного более приятна, если рядом со мной кто-то есть (-)

15. Я люблю звонить тем друзьям и родным, которые живут далеко. (-)

16. Обычно я предпочитаю компанию домашних животных компании людей.

17. Когда я остаюсь один, меня часто раздражают те, кто позвонил или неожиданно навестил меня.

18. Мне было очень тяжело видеть, как все мои школьные друзья пошли разными путями после того, как мы закончили школу. (-)

19. Иметь близких друзей не столь важно, как принято считать.

20. Человек обычно чувствует себя намного лучше, когда он воздержива- ется от эмоциональной связи со многими людьми.

21. Когда я знаю, что у меня есть заботливые друзья, я чувствую себя в безопасности. (-)

22. Иногда я сильно привязываюсь к людям, с которыми провожу много времени. (-)

23. Люди иногда думают обо мне, что я стеснителен, а я просто хочу, что- бы меня оставили в покое.

24. Только когда я с друзьями, я могу чувствовать себя по-настоящему хорошо. (-)

25. Люди, которые пытались узнать меня получше, обычно после этого оставляли меня.

26. Я вполне мог бы быть счастлив, если бы проживал одиноко в хижине в лесу или в горах.

27. Когда я попадаю в новый город, я чувствую сильное желание обзаве- стись новыми друзьями. (-)

28. Я человек слишком независимый для того, чтобы действительно привязываться к другим людям.

29. Мои эмоциональные реакции не похожи на реакции других людей.

30. Когда что-то меня беспокоит, я люблю обсуждать это с окружающи- ми. (-)

31. Люди часто ожидают, что я потрачу гораздо больше времени на раз- говоры с ними, чем я действительно готов потратить.

32. Есть немного вещей, так же утомляющих, как долгие личные разго- воры с кем-либо.

33. Говоря честно, я не чувствую себя близким даже по отношению к сво- им друзьям.

34. Если есть возможность выбора, я предпочту пообщаться с людьми, чем побыть одному. (-)

35. Часто трудно прервать разговор с другом, даже если у тебя есть иные дела. (-)

36. Полагаю, что люди слишком часто считают, что их дела и мнения мне интересны.

37. Я придаю небольшое значение наличию близких друзей.

38. Играть с детьми — это реальная работа.

39. Большое удовольствие — смотреть на фотографии друзей. (-)

40. Это приятно — петь вместе с другими людьми (-)

1. Вид В.Д. Психотерапия шизофрении. СПб.: Питер, 2001. 432 с.
2. Выготский Л.С. Проблема умственной отсталости // Собрание сочинений: в 6 т. Т. 5. Основы дефектологии. М.: Педагогика, 1983. С. 231—256.
3. Гаранян Н.Г. Соотношение положительных и отрицательных эмоций у боль- ных шизофренией: автореф. дисс. … канд. психол. наук. М., 1986. 23 с.
4. Зейгарник Б.В. Введение в патопсихологию. М.: Издательство МГУ, 1969. 172 с.
5. Зейгарник Б.В. Патопсихология. М.: Издательство Московского университе- та, 1986. 287 с.
6. Курек Н.С. Дефицитарные нарушения психической активности (Личность и болезнь): дисс. … докт. психол. наук. М., 1998. 415 с.
7. Наследов А.Д. Математические методы психологического исследования. Анализ и интерпретация данных. СПб.: Речь, 2007. 392 с.
8. Практикум по психодиагностике. Конкретные психодиагностические мето- дики / Под ред. А.Г. Шмелева. М.: МГУ, 1989. 176 с.
9. Рычкова О.В. Нарушения социального интеллекта при шизофрении: дисс. … докт. психол. наук. М., 2013. 478 с.
10. Холмогорова А.Б. Шизофрения. Глава 2 // Клиническая психология. Т. 2. Частная патопсихология: монография / Под ред. А.Б. Холмогоровой. М.: Из- дательский центр Академия, 2012. С. 37—127.
11. Холмогорова А.Б., Клименкова Л.А. Валидизация шкал для оценки уровня со- циальной тревожности // Консультативная психология и психотерапия. 2017 (в печати).
12. Холмогорова А.Б., Рычкова О.В. Нарушение социального познания — новая парадигма в исследованиях центрального психического дефицита при ши- зофрении. М.: Изд-во «Форум», 2016. 288 с.
13. Aleman A., Hijman R., de Haan E.H., Kahn R.S. Memory impairment in schizophre- nia: A meta-analysis // American Journal of Psychiatry. 1999. Vol. 156. P. 1358— 1366.
14. Ashby F.G., Isen A.M., Turken A.U. A neuropsychological theory of positive affect and its influence on cognition // Psychological Review. 1999. Vol. 106 (3). P. 529— 550. doi: 10.1037/0033-295X.106.3.529
15. Beckfield D.F. Interpersonal competence among college men hypothesized to be at risk for schizophrenia // Journal of Abnormal Psychology. 1985. Vol. 94. P. 397404.
16. Bernstein A.S., Riedel J.A. Psychophysiological response patterns in college students with high physical anhedonia: Scores appear to reflect schizotypy rather than de- pression // Biological Psychiatry. 1987. Vol. 22. P. 829—847. doi: 10.1016/0006- 3223(87)90082-5
17. Blanchard J., Gangestad S., Brown S., Horan W. Hedonic capacity and schizotypy revisited: a taxometric analysis of social anhedonia // Journal of Abnormal Psychol- ogy. 2000. Vol. 109. P. 87—95.
18. Blanchard J.J., Bellack A.S, Mueser K.T. Affective and social-behavioral correlates of physical and social anhedonia in schizophrenia // Journal of Abnormal Psychol- ogy. 1994. Vol. 103 (4). P. 719—728. doi: 10.1037/0021-843X.103.4.719
19. Blanchard J.J., Horan W.P., Brown S.A. Diagnostic differences in social anhedo- nia: A longitudinal study of schizophrenia and major depressive disorder // Journal of Abnormal Psychology. 2001. Vol. 110 (3). P. 363—371. doi: 10.1037/0021- 843X.110.3.363
20. Blanchard J.J., Mueser K.T., Bellack A.S. Anhedonia, positive and negative affect, and social functioning in schizophrenia // Schizophrenia Bulletin. 1998. Vol. 24 (3). P. 413—424. doi: 10.1093/oxfordjournals.schbul.a033336
21. Blanchard J.J., Panzarella С. Affect and social functioning in schizophrenia: Hand- book of social functioning in schizophrenia / In K.T. Mueser & N. Tarrier (Eds.). Needham Heights, MA: Allyn & Bacon. 1998. P. 181—196.
22. Blanchard J.J., Kring A.M., Horan W.P., Gur R. Toward the next generation of nega- tive symptom assessments: the collaboration to advance negative symptom assess- ment in schizophrenia // Schizophrenia Bulletin. 2011. Vol. 37 (2). P. 291—299. doi: 10.1093/schbul/sbq104
23. Blanchard J.J., Cohen A.S. The structure of negative symptoms within schizo- phrenia: implications for assessment // Schizophrenia Bulletin. 2006. Vol. 32 (2). P. 238—245. doi: 10.1093/schbul/sbj013
24. Bleuler E. Руководство по психиатрии. Берлин: Издательство «Врач», 1920. 542 с.
25. Brown L.H., Silvia P.J., Myin-Germeys I., Lewandowski K.E., Kwapil T.R. The re- lationship of social anxiety and social anhedonia to psychometrically identified schizotypy // Journal of Social and Clinical Psychology. 2008. Vol. 27. P. 127—149. doi:  10.1521/jscp.2008.27.2.127
26. Buchanan R.D. The Development of the MMPI // Journal of the History of the Behavioral Sciences. 1994. Vol. 30. P. 148—161.
27. Chapman L.J., Chapman J.P., Kwapil T.R., Eckblad M., Zinser M., Putatively psychosis-prone subjects 10 years later // Journal of Abnormal Psychology. 1994. Vol. 103 (2). P. 171—183. doi: 10.1037/0021-843X.103.2.171
28. Chapman L.J., Chapman J.P., Numbers J.S., Edell W.S., Carpenter B.N., Beck- field D. Impulsive nonconformity as a trait contributing to the prediction of psy- choticlike and schizotypal symptoms // Journal of Nervous and Mental Disease. 1984. Vol. 172. P. 681—691.
29. Chapman L.J., Chapman J.P., Raulin M.L. Body image aberration in schizo- phrenia // Journal of Abnormal Psychology. 1978. Vol. 87. P. 399—407. doi: 10.1037/0021-843X.87.4.399
30. Chapman L.J., Chapman J.P., Raulin M.L. Scales for physical and social anhedo- nia // Journal of Abnormal Psychology. 1976. Vol. 85. P. 374—382.
31. Corr P.J., Pickering A.D., Gray J.A. Personality and reinforcement in associative and instrumental learning // Personality and Individual Difference. 1995. Vol. 19. P. 47—71. doi: 10.1016/0191-8869(95)00013-V
32. Derogatis L.R., Rickels K., Rock A.F. The SCL-90 and the MMPI: a step in the vali- dation of a new self-report scale // The British Journal of Psychiatry. 1976. Vol. 128. P. 280—289. doi: 10.1192/bjp.128.3.280
33. Diaz M.A., Dickerson L.A., Kwapil T.R. A two-year follow-up assessment of schizo- typic young adults // Schizophrenia Research. 2003. Vol. 60 (1). P. 167—168. doi: 10.1016/S0920-9964(03)81029-0
34. Eckblad M., Chapman L.J. Magical ideation as an indicator of schizotypy // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1983. Vol. 51. P. 215—225. doi: 10.1037/0022-006X.51.2.215
35. Eckblad M.L., Chapman L.J., Chapman J.P., Mishlove M. The Revised Social An- hedonia Scale. Unpublished test (copies available from L.J. Chapman, University of Wisconsin, Madison, WI), 1982.
36. Erlenmeyer-Kimling L., Cornblatt B., Rock D., Roberts S. et al. The New York High- Risk Project: anhedonia, attentional deviance, and psychopathology // Schizophre- nia Bulletin. 1993. Vol. 19 (1). P. 141—153. doi: 10.1093/schbul/19.1.141
37. Fawcett J., Clark D.C., Scheftner W.A., Gibbons R.D. Assessing anhedonia in psy- chiatric patients: The Pleasure Scale // Archives  of  General  Psychiatry.  1983. Vol. 40 (1). P. 79—84. doi: 10.1001/archpsyc.1983.01790010081010
38. Frewen P.A., Dean J.A., Lanius R.A. Assessment of anhedonia in psychological trau- ma: development of the Hedonic Deficit and Interference Scale // European Jour- nal of Psychotraumatology. 2012. Vol. 3. doi: 10.3402/ejpt.v3i0.8585
39. Gard D.E., Gard M.G., Kring A.M., John O.P. Anticipatory and consummatory com- ponents of the experience of pleasure: A scale development study // Journal of Re- search in Personality. 2006. Vol. 40 (6). P. 1086—1102. doi: 10.1016/j.jrp.2005.11.001
40. Gard D.E., Kring A.M., Gard M.G., Horan W.P., Green M.F. Anhedoniainschizophre- nia: Distinctions between anticipatory and consummatory pleasure // Schizophre- nia Research. 2007. Vol. 93 (1—3). P. 253—260. doi: 10.1016/j.schres.2007.03.008
41. Germans M.K., Kring A.M. Hedonic deficit in anhedonia: support for the role of approach motivation // Personality and Individual Differences. 2000. Vol. 28 (4). P. 659—672. doi: 10.1016/S0191-8869(99)00129-4
42. Gilbert P., McEwan K., Mitra R., Richter A., Franks L., Mills A., Gale C. An explora- tion of different types of positive affect in students and patients with a bipolar disor- der // Clinical Neuropsychiatry. 2009. Vol. 6. P. 135—143.
43. Gooding D., Davidson R., Putnam K., Tallent K. Normative emotion-modulated startle response in individuals at risk for schizophrenia-spectrum disorders // Schizophrenia Research. 2002. Vol. 57 (1). P. 109—120. doi: 10.1016/S0920-9964(01)00295-X
44. Gooding D.C., Tallent K.A., Matts C.W. Clinical status of at-risk individuals five years later: Further validation of the psychometric high-risk strategy // Journal of Ab- normal Psychology. 2005. Vol. 114. P. 170—175. doi: 10.1037/0021-843X.114.1.170
45. Haberman M.C., Chapman L.J., Numbers J. S., McFall R.M. Relation of social com- petence to scores on two scales of psychosis proneness // Journal of Abnormal Psy- chology. 1979. Vol. 8. P. 675—677.
46. Heinrichs R.W., Zakzanis K.K. Neurocognitive deficit in schizophrenia: a quantita- tive review of the evidence // Neuropsychology. 1998. Vol. 12. P. 426—445.
47. Horan W.P., Green M.F., Kring A.M., Nuechterlein K.H. Does Anhedonia in Schizo- phrenia Reflect Faulty Memory for Subjectively Experienced Emotions? // Jour- nal of Abnormal Psychology. 2006. Vol. 115 (3). P. 496—508. doi: 10.1037/0021- 843X.115.3.496
48. Katsanis J., Iacono W.G., Beiser M. Anhedonia and perceptual aberration in first- episode psychotic patients and their relatives // Journal of Abnormal Psychology. 1990. Vol. 99. P. 202—206. doi: 10.1037/0021-843X.99.2.202
49. Katsanis J., Iacono W.G., Beiser  M.,  Lacey  L.  Clinical  correlates  of  anhedonia and perceptual aberration in first-episode  patients  with  schizophrenia  and  affec- tive disorder // Journal of Abnormal Psychology. 1992. Vol. 101. P. 184—191. doi: 10.1037/0021-843X.101.1.184
50. Kendler K.S., Thacker L., Walsh D. Self-report measures of schizotypy as indices of familial vulnerability to schizophrenia // Schizophrenia Bulletin. 1996. Vol. 22 (3). P. 511—520. doi: 10.1093/schbul/22.3.511
51. Klein D. Depression and anhedonia. In: D. С Clark & J. Fawcett (Eds.), Anhedonia and affect deficit states. New York: PMA Publishing, 1984. P. 1—14.
52. Kring A.M. Emotion in schizophrenia: Old mystery, new understanding // Cur- rent Directions in Psychological Science. 1999. Vol. 8 (5). P. 160—163. doi: 10.1111/1467-8721.00038
53. Krupa T., Thornton J. The pleasure deficit in schizophrenia // Occupational Thera- py in Mental Health. 1986. Vol. 6 (2). P. 65—78. doi: 10.1300/J004v06n02_05
54. Kuha A., Suvisaari J., Perälä J., Eerola M., Saarni S.S., et al. Associations of anhe- donia and cognition in persons with schizophrenia spectrum disorders, their sib- lings, and controls // Journal of Nervous and Mental Disease. 2011. Vol. 199 (1). P. 30—37. doi: 10.1097/NMD.0b013e3182043a6d
55. Kwapil T.R. Social anhedonia as a predictor of the development of schizophrenia- spectrum disorders // Journal of Abnormal Psychology. 1998. Vol. 107 (4). P. 558— 565. doi: 10.1037/0021-843X.107.4.558
56. Lewandowski K.E., Barrantes-Vidal N., Nelson-Gray R.O., Clancy C., Kepley H.O., Kwapil T.R. Anxiety and depression symptoms in psychometrically identified schizotypy // Schizo- phrenia Research. 2006. Vol. 83 (2—3). P. 225—235. doi: 10.1016/j.schres.2005.11.024
57. Llerena K., Park S.G., Couture S.M., Blanchard J.J. Social anhedonia and affiliation: Examining behavior and subjective reactions within a social interaction // Psychiatry Research. 2012. Vol. 200 (2—3). P. 679—686. doi: 10.1016/j.psychres.2012.07.050
58. Loas G., Noisette C., Legrand A., Boyer P. Is anhedonia a specific dimension in chronic schizophrenia? // Schizophrenia Bulletin. 2000. Vol. 26 (2). P. 495—506. doi:   10.1093/oxfordjournals.schbul.a033468
59. Martin E.A., Cicero D.C., Bailey D.H., Karcher N.R., Kerns J.G. Social anhedonia is not just extreme introversion: empirical evidence of distinct constructs // Journal of Personality Disorders. 2016. Vol. 30 (4). P. 451—468. doi: 10.1521/pedi_2015_29_203
60. Mason O., Linney Y., Claridge G. Shortscalesformeasuringschizotypy// Schizophre- nia Research. 2005. Vol. 78 (2—3). P. 293—296. doi: 10.1016/j.schres.2005.06.020
61. Meehl P.E. Primary and Secondary hypohedonia // Journal of Abnormal Psychol- ogy. 2001. Vol. 110 (1). P. 188—193. doi: 10.1037/0021-843X.110.1.188
62. Meehl P.E. Schizotaxia, schizotypy, schizophrenia // American Psychologist. 1962. Vol. 17. P. 827—838. doi: 10.1037/h0041029
63. Meehl P.E. Toward an integrated theory of schizotaxia, schizotypy, and schizophre- nia // Journal of Personality Disorders. 1990. Vol. 4 (1). P. 1—99. doi: 10.1521/ pedi.1990.4.1.1
64. Mishlove M., Chapman L.J. Social anhedonia in the prediction of psychosis proneness // Journal of Abnormal Psychology. 1985. Vol. 94. P. 384—396. doi: 10.1037/0021-843X.94.3.384
65. Rado S. Psychoanalysis of behavior: The collected papers of Sandor Rado. Vol. 2. New York: Grune and Stratton, 1962.
66. Romney D.M., Candido C.L. Anhedonia in depression and schizophrenia: a re- examination // The Journal of Nervous and Mental Disease. 2001. Vol. 189 (11). P. 735—740. doi: 10.1097/00005053-200111000-00001
67. Saperstein A.M., Mann M.C., Blanchard J.J. Hedonic capacity in schizophrenia: Is social anhedonia related to trait dimensions of emotion and motivation? Poster pre- sented at the Annual Meeting of the International Society for Research in Emotion. New York City, NY. 2004.
68. Schuck J., Leventhal D., Rothstein H., Irizarry V. Physical anhedonia and schizo- phrenia // Journal of Abnormal Psychology. 1984. Vol. 93. P. 342—344. doi: 10.1037/0021-843X.93.3.342
69. Schurhoff F., Szoke A., Turcas C., Villemur M., Tignol J. Anhedonia in schizo- phrenia: a distinct familial subtype? // Schizophrenia Research. 2003. Vol. 61 (1). P. 827—838. doi: 10.1016/S0920-9964(02)00237-2
70. Snaith R.P., Hamilton M., Morley S., Humayan A. A scale for the assessment of the hedonic tone: The Snaith-Hamilton Pleasure Scale // British Journal of Psychiatry. 1995. Vol. 167 (1). P. 99—103. doi: 10.1192/bjp.167.1.99
71. Thomsen K.R., Whybrow P.C., Kringelbach M.L. Reconceptualizing anhedonia: nov- el perspectives on balancing the pleasure networks in the human brain. Frontiers in Behavioral Neuroscience. 2015. P. 9—49. doi: 10.3389/fnbeh.2015.00049
72. Tsuang M.T., Stone W.S., Faraone S.V. Toward reformulating the diagnosis of schizophrenia // American Journal of Psychiatry. 2000. Vol. 157 (7). P. 1041—1050. doi:  10.1176/appi.ajp.157.7.1041
73. Watson D., Friend R. Measurement of social-evaluative anxiety // Journal of Con- sulting and Clinical Psychology. 1969. Vol. 33. P. 448—457. doi: 10.1037/h0027806
74. Zigmond A., Snaith R. The Hospital Anxiety and Depression Scale // Acta Psychiatrica Scandinavica. 1983. Vol. 67 (6). P. 361—370. doi: 10.1111/j.1600-0447.1983.tb09716.x

PlumX

Метрики публикации