Адаптация русскоязычной версии опросника для оценки готовности к изменениям (SOCRATES)

Оценка мотивации к лечению и к изменению поведения, связанного с употреблением психоактивных веществ (ПАВ), является одной из важных практических задач в области терапии зависимостей. Результаты многочисленных исследований указывают на то, что уровень мотивации является значимым предиктором поддержания трезвости после прохождения лечения [Shen, 2000], во многом определяет успех лечения даже при низком уровне показателей самоэффективности [Kelly, 2014] и с высокой степенью достоверности указывает на вероятность удержания пациентов в лечении [De Weert-van Oene, 2015; DiClemente, 1999; Kelly, 2011; Simpson, 1993]. В то же время низкий уровень мотивации к изменениям является одним из значимых факторов отсутствия обращения за помощью [Coulson, 2009] и преждевременного прекращения лечения [Wagner, 2018]. Мотивация к изменению употребления алкоголя является важным прогностическим фактором, как у обращающихся за стационарной помощью пациентов, так и у тех, кто не обращается за помощью и не попадает в фокус наблюдения специалистов [Колпаков, 2016; Колпаков, 2011; Трусова, 2015; Шустов, 2016].

Несмотря на теоретическую и практическую значимость изучения мотивации, ряд концептуальных и методологических сложностей в определении и измерении данного конструкта затрудняют его использование. В работах отечественных и зарубежных авторов существует множество подходов к определению и изучению мотивации (Е.П. Ильин, А.Н. Леонтьев, С.Л. Рубинштейн, Д. Аткинсон, А. Маслоу, Ф. Герцберг и др.). В последние годы широкое распространение получили исследования в области мотивации изменения поведения и мотивации к лечению при различных формах зависимости в работах зарубежных и отечественных авторов [Илюк, 2010; Илюк, 2008; Колпаков, 2011; Трусова, 2015; De Leon, 1999; De Weert-van Oene, 2015; DiClemente, 1999; DiClemente, 1997; DiClemente, 1998].

В рамках данного исследования мы придерживаемся подхода к мотивации Карло ДиКлементи и Джеймса Прохазки (C. DiClemente, J. Prochaska), а также Уильям Миллера (W. Miller), согласно которому мотивация к изменению поведения является не стабильной личностной характеристикой, а постоянно меняющимся процессом, развертывающимся во времени и обусловленным как внутренним состоянием человека, так и внешними факторами [Miller, 1985; Miller, 1996].

Мотивация пациентов с зависимостью является многоуровневым сложносоставным феноменом, включающем нейрофизиологические, когнитивные, эмоциональные и личностные аспекты. На выраженность мотивации к лечению и изменению употребления ПАВ влияют такие факторы, как особенности личности пациента, тяжесть заболевания, внутренняя картина болезни и т. п. [Илюк, 2010; Илюк, 2008; Ялтонский, 2009; Bickhard, 2003; Bickhard, 2000; Braver, 2014]. Мотивация к изменению поведения, отражающая степень готовности человека изменить аспекты собственного поведения, такие как, например, употребление алкоголя, не тождественна мотивации к лечению, определяемой как готовность обращаться за помощью и проходить лечение с целью изменения поведения [De Weert-van Oene, 2015; DiClemente, 1999; DiClemente, 1997; Miller, 1985]. В работе Гердиен де Верт-ван Оэне (De Weert-van Oene) и коллег было показано, что мотивация к изменению употребления ПАВ и мотивация к лечению совпадала только у 50% пациентов, при этом высокий уровень готовности к изменениям и высокая мотивация к лечению коррелировали положительно с длительностью пребывания пациентов в лечении и негативно — с преждевременным окончанием лечения [De Weert-van Oene, 2015]. Также следует отметить, что оценка мотивации в целом, и особенно мотивации к лечению и изменению употребления ПАВ, осуществляемая при помощи самоотчетов, во многом затрудняется склонностью пациентов давать социально желательные ответы, когнитивным снижением вследствие употребления ПАВ, эмоциональным состоянием, недостаточной осознанностью мотивов собственного поведения, непризнанием наличия заболевания, или анозогнозией [Илюк, 2010; Коломейчук, 2014; Сафуанов, 2011; Трусова, 2015; Carey, 2001; Del Boca, 2003; DiClemente, 2008].

Современный комплексный подход к проведению психологических исследований предполагает, что в рамках различных научных проектов, кроме прочего, решаются задачи оценки психометрических характеристик широко распространенных зарубежных психологических методик и их применимости для российской выборки. Следует отметить, что число психометрических инструментов, являющихся «золотым стандартом» в той или иной области мировых исследований, корректно перенесенных на российскую почву и размещенных в открытом доступе, неуклонно растет [Клименкова, 2017; Конина, 2016; Рычкова, 2016]; при этом широкое распространение получил конфирматорный факторный анализ как математический метод подтверждения валидности психологических инструментов [Польская, 2017; Наследов, 2013].

Одним из наиболее широко используемых опросников, измеряющих мотивацию к изменению употребления ПАВ и лечению, является опросник SOCRATES (Шкала стадий готовности к изменению и стремления к лечению — The Stages of Change Readiness and Treatment Eagerness Scale), разработанный Уильямом Миллером и Скоттом Тониганом (W. Miller, J.S. Tonigan) в 1996 г. Теоретическим базисом опросника является транстеоретическая модель стадий готовности к изменениям, предложенная Дж. Прохазкой и К. ДиКлементи [Carey, 2001; De Leon, 1999]. Согласно этой концепции, пациенты в процессе изменения аддиктивного поведения проходят через пять стадий. На стадии Предобдумывания (Precontemplation) у пациента отсутствует интерес или готовность к изменениям своего поведения. Стадия Обдумывания (Contemplation) характеризуется появлением амбивалентности в отношении необходимости совершения изменений. Стадия Принятия решения / Подготовки (Preparation) включает планирование и формирование готовности к началу лечения. На стадии Действия (Action) пациент начинает предпринимать шаги по совершению изменений. Стадия Сохранения / Поддержания результата (Maintenance) включает поддержку нового поведения [Carey, 2001].

Опросник SOCRATES оценивает осознание необходимости изменений, преодоления амбивалентности и непосредственного совершения действий, направленных на изменение поведения, как наиболее значимых факторов в процессе изменений.

Изначально апробация опросника проводилась на выборке пациентов с алкогольной зависимостью (n=1672) в рамках проекта MATCH [Kelly, 2014]. Первая версия опросника содержала 32 утверждения, отражающих 4 стадии готовности к изменениям — предобдумывания, обдумывания, решимости (determination) и действия; во вторую версию, содержащую 40 вопросов, были добавлены утверждения, относящиеся к стадии поддержки изменений для того, чтобы использовать опросник не только с пациентами, изначально обращающимися за помощью, но и c проходящими лечение [Kelly, 2014]. В рамках проекта MATCH использовалась короткая версия опросника, состоящая их 20 утверждений (позднее, одно из утверждений было исключено). Корреляционный и факторный анализ результатов исследования позволил выделить 3 фактора — Осознание (Recognition), Амбивалентность (Ambivalence) и Действие (Taking Steps). В фактор «Действие» были включены вопросы, изначально относящиеся к шкалам «Поддержка» и «Действие», в фактор «Амбивалентность» — вопросы шкал «Предо- бдумывание» и «Решимость», и в фактор «Осознание» — вопросы шкалы «Обдумывание». Факторная нагрузка каждого из утверждений по отношению к соответствующему фактору была больше 0,30. Внутренняя согласованность (альфа Кронбаха) для шкалы «Осознание» составила 0,85, для шкалы «Амбивалентность» — 0,60 и для шкалы «Действие» — 0,83, что является оптимальными значениями. Ретестовая надежность (два дня после изначального тестирования) варьировала от 0,87 до 0,96.

Опросник используется в исследованиях готовности к изменениям при употреблении не только алкоголя, но и у других ПАВ [Kelly, 2011; Maisto, 2003; Parvizifard, 2012].

Лонгитюдные исследования с использованием опросника SOCRATES выявили неоднозначность роли показателей готовности к изменениям в клинике лечения зависимости. Результаты исследования Доэрфлер и др. [Doerfler, 2016] показали, что низкая готовность к изменениям и уровень мотивации не являются предикторами повторной госпитализации в клинику зависимости. Однако данные Маисто и др. [Maisto, 2011] указывают на то, что показатели шкалы «Действие» имеют хорошую предиктивную валидность в отношении количества дней трезвости и дней тяжелого пьянства в группе пациентов, зависимых от алкоголя. В исследовании, проведенном Райс и др. [Rice, 2014], отмечается значимая гетерогенность динамики готовности к изменениям между пациентами, а также нелинейность траектории шкал готовности к изменениям у каждого из пациентов. Например, уменьшение проблем, связанных с употреблением алкоголя, сопровождалось снижением шкалы «Осознание», посещение групп анонимных алкоголиков сопровождалось снижением амбивалентности, в то время как посещение программ лечения — увеличением амбивалентности.

В настоящей статье приведены результаты адаптации, проверки надежности и факторной структуры опросника для оценки готовности к изменениям на выборке русскоязычных пациентов с зависимостью от психоактивных веществ (ПАВ) — наркотиков и алкоголя.

Метод

Выборка. В исследовании приняли участие 322 пациента — 121 участник с диагнозом полинаркомания и 201 участник с диагнозом алкоголизм, из них 240 мужчин (74,5%) и 82 женщины (25,5%). Средний возраст участников исследования составил 27,19±4,82 года, средняя длительность заболевания в месяцах — 80,42±43,6.

Процедура исследования. Исследование проводилось на базе ФГБУ НМИЦ ПН имени В.М. Бехтерева. Критериями включения в исследование являлись: установленный диагноз «Синдром зависимости от алкоголя» (F 10.25, F 10.26, МКБ-10) либо «Синдром зависимости от нескольких психоактивных веществ» (F19.2); свободное владение русским языком. Критериями невключения в исследование были: выраженные проявления синдрома отмены приема ПАВ; выраженные когнитивные нарушения и/или наличие коморбидного психического заболевания; выраженные соматические расстройства; интенсивная фармакологическая терапия, изменяющая свойства внимания и способность воспринимать новую информацию. Проведение исследования было одобрено этическим комитетом ФГБУ НИМЦПН имени В.М. Бехтерева. Было получено согласие одного из авторов опросника, доктора С. Тонигана, на публикацию результатов русскоязычной адапатации и валидизации опросника.

Перевод опросника осуществлялся методом двойного перевода (окончательная версия опросника была выработана с помощью сравнения оригинальной версии опросника с обратным переводом с русского на английский). Из стилистических соображений последовательность пунктов опросника была изменена по сравнению с англоязычной версией.

Опросник состоит из 19 вопросов. Ответы предоставляются по шкале Ликерта от 1 до 5 (1 — полностью не согласен; 2 — не согласен; 3 — не уверен; 4 — согласен; 5 — полностью согласен).

Этапы валидизации опросника включали — перевод опросника, тестирование в выборке пациентов с различными видами химической зависимости, проверка надежности и валидности. Статистическая обработка материалов проводилась с использованием конфирматорного факторного анализа в программе IBM AMOS 19.0.

Результаты

Проверка структуры опросника

В качестве исходной априорной модели была взяты три фактора, первоначально выделенных авторами методики [Miller, 1996] и соответствующих шкалам «Осознание» (Re/Recognition), «Амбивалентность» (Am/ Ambivalence) и «Действие» (Ts/Taking Steps).

На рис. 1 приведена итоговая (апостериорная) модель конфирма- торного факторного анализа (КФА) со стандартизованными оценками коэффициентов регрессии. Индексы согласия: Cmin=328,122; df=149; p<0,001; GFI=0,899; CFI=0,968; RMSEA=0,061; Pclose=0,021.

Данная модель была получена путем корректировки исходной (априорной) модели при помощи добавления связей между ошибками. Таким образом, в апостериорной модели, соответствующей оригинальной трехшкальной структуре опросника, каждое из утверждений имеет значимую факторную нагрузку (более 0,7). Однако корреляции между ошибками, соответствующими утверждениям из разных факторов, а также показатели индексов согласия могут свидетельствовать о том, что изначально предложенная структура опросника может иметь низкую надежность (внутреннюю согласованность).

Численность выборки (N=322) является достаточной для применения данного метода: при числе оцениваемых параметров T=41 соотношение N>>5T выполняется. Отклонение от многомерной нормальности данных является несущественным: критический коэффициент для многомерного эксцесса C.R. равен 3,241, что меньше 5 [Наследов, 2013].

С одной стороны, трехфакторная модель показала хорошие значения индексов согласия, как для всей выборки, так и для разных ее частей, дисперсии всех факторов (шкал) статистически значимо отличались от 0 (р<0,001 для каждой шкалы), регрессионные коэффициенты всех пунктов, вычисленные для соответствующих шкал, также статистически значимо отличались от 0 (р<0,001 для регрессионного коэффициента каждого пункта в рамках соответствующей регрессионной модели).

Рис. 1. Итоговая модель КФА для трехфакторной структуры: «S_Re» — шкала «Осознание»; «S_Am» — шкала «Амбивалентность»; «S_Ts» — шкала «Действие», «е1, е2, ... еп» — ошибка измерения

С другой стороны, корреляции между тремя шкалами опросника приближаются к 1 (рис. 1), что с большой вероятностью указывает на однофакторную структуру опросника в русскоязычной адаптации.

По результатам дальнейшего анализа была подтверждена однофак­торная модель структуры опросника (рис. 2).

Рис. 2. Итоговая модель КФА для однофакторной структуры: «е1, е2, ... еп» — ошибка измерения

На рис. 2 приведена итоговая модель КФА со стандартизованными оценками коэффициентов регрессии. Индексы согласия: Cmin=330,247; df=152; p<0,001; GFI=0,899; CFI=0,968; RMSEA=0,061; Pclose=0,028.

Однофакторная модель также была получена путем корректировки исходной модели при помощи добавления связей между ошибками. Численность выборки (N=322) является достаточной для применения данного метода: при числе оцениваемых параметров T=38 соотношение N>>5T выполняется. Отклонение от многомерной нормальности данных является несущественным: критический коэффициент для многомерного эксцесса C.R. равен 3,241, что меньше 5 [Наследов, 2013].

В целом, можно заключить, что результаты КФА подтверждают од­нофакторную структуру опросника: дисперсии всех факторов (шкал) статистически значимо отличаются от 0 (р<0,001), регрессионные коэффициенты всех вопросов также статистически значимо отличаются от 0 (р<0,001 для регрессионного коэффициента каждого вопроса).

Проверка связи с диагнозом, полом и возрастом

Для проверки инвариантности и факторной валидности модели в зависимости от пола и диагноза был проведен КФА отдельно для групп больных полинаркоманией (N=121), больных алкоголизмом (N=201), пациентов мужского пола (N=240) и пациентов женского пола (N=82). Индексы согласия представлены в табл. 1. Индексы соответствия модели по разным подвыборкам свидетельствуют о хорошей устойчивости одношкальной модели и ее независимости от пола и диагноза.

Таблица 1

Индексы соответствия однофакторной модели разным частям выборки данных

Проверка надежности однофакторной структуры опросника. Проверка надежности была проведена при помощи вычисления коэффициента альфа Кронбаха с полным набором вопросов и при исключении каждого пункта по отдельности. Все пункты вносят существенный вклад: при удалении пунктов надежность шкалы снижается. Для оценки инвариантности относительно пола и диагноза были вычислены аналогичные величины для соответствующих подвыборок, результаты приведены в табл. 2. Коэффициенты альфа Кронбаха являются достаточно высокими и меняются незначительно в зависимости от диагноза и пола.

Стандартизация опросника проводилась для всей выборки пациентов с зависимостью (N=322), с применением алгоритма нелинейной стандартизации [Наследов, 2013; Шмелев, 2013].

Результаты стандартизации представлены в табл. 3.

Таблица 3

Тестовые нормы опросника «Готовность к изменениям» (таблица перевода сырых баллов в стены)

 Обсуждение результатов

Опросник для оценки готовности к изменениям (SOCRATES) является одним из самых широко используемых диагностических инструментов в клинике аддикций и исследованиях, посвященных изучению зависимости от ПАВ.

Опросник SOCRATES был переведен на португальский [Figlie, 2004], французский [Zullino, 2007], корейский [Chun Y.-M, 2010], китайский [Yeh, 2009], арабский [Parvizifard, 2012] и другие языки. На русский язык опросник был переведен в исследованиях под руководством Е.М. Крупицкого (2003). Также указания на русскоязычный перевод встречаются в работах, выполненных под руководством В.М. Ялтонского [Колпаков, 2016], однако нам не удалось обнаружить публикаций с данными адаптации и валидизации этой версии. На основании анализа литературных данных сложилось впечатление, что ранее валидизация русскоязычной адаптации опросника не была проведена.