Факторная структура и надежность шкалы взаимной адаптации в паре (DAS) в российской выборке

Благополучие в браке служит важнейшим предиктором психического и физического здоровья — этот тезис получил окончательное подтверждение к настоящему времени. Масштабные популяционные исследования свидетельствуют о том, что пребывание в гармоничном союзе служит фактором-протектором, снижающим частоту визитов к врачам-интерни­стам. В то же время супружеские разногласия сами по себе или в сочетании с другими показателями низкого качества брака связаны с риском серьезных проблем, в частности, с повышенной частотой использования службы психического здоровья [22]. В свете этих данных своевременная диагностика супружеских затруднений становится остро актуальной.

В России при исследовании благополучия в супружеских отношениях традиционно используется понятие удовлетворенности браком. В качестве ее основных факторов рассматриваются личностные особенности и психологическая совместимость супругов, согласованность их ценностей, ролевых ожиданий, стереотипов и установок [4; 12]. В диагностических целях чаще всего применяются «Опросник удовлетворенности браком», разработанный В.В. Столиным, Т.А. Романовой, Г.П. Бутенко [13], и «Тест на удовлетворенность браком» Ю.Е. Алешиной, Л.Я. Гозма­на и Е.М. Дубовской [2]. Созданные в середине 1980-х гг., эти опросники выполнили важную роль: они стали основными инструментами отечественных социально-психологических исследований супружества, а также средствами диагностики в бурно развивающемся консультировании. К их несомненным достоинствам можно отнести простую процедуру проведения и обработки результатов, доступность стимульного материала и наличие большого числа публикаций. Вместе с тем необходимо отметить ограничения этих методик. Каждая из них представляет собой одномерную шкалу, но для однофакторной структуры число пунктов (24 — в опроснике В.В. Столина и 17 — в методике Ю.Е. Алешиной) слишком велико. Это делает методики низкодифференцированными в отношении тех частных параметров, из которых слагается субъективная удовлетворенность браком, например, конфликтности, сходства взглядов, способов выражения любви, степени сплоченности, субъективной оценки успешности отношений.

Несмотря на длительный опыт использования, до настоящего времени не представлены необходимые для современной диагностики сведения о психометрических показателях этих опросников и статистических нормах. Необходимо отметить, что ряд отечественных методик, в частности, опросник Ю.Е. Алешиной с соавторами, был создан на основе зарубежных опросников с разными концептуальными обоснованиями. Возможно, что такое решение было продиктовано запретом на прямое использование в СССР зарубежных методик по причине больших межкультурных различий с Западом [1]. Таким образом, включение в арсенал российских психологов методики, обладающей приемлемыми психометрическими показателями и возможностями дифференцированной оценки адаптации партнеров в браке, становится важной задачей.

По мнению экспертов в области психологии семьи, «Шкала взаимной адаптации в браке» (Dyadic Adjustment Scale, DAS) Грэхема Спани- ера — наиболее часто используемая методика для оценки качества отношений в разных странах мира [18]. В 1985 г. ее автор отметил, что за 10 лет, последовавших за созданием DAS, шкала использовалась в более тысячи исследований [25]. С тех пор их число продолжает расти; адаптацией инструмента занимались ученые не только из Европы, но также и из нескольких стран Азии [17; 21; 23; 27].

Характеристика оригинальной версии «Шкалы взаимной адаптации в паре» (Dyadic Adjustment Scale)

Методика «Шкала взаимной адаптации в паре» была создана Г. Спани- ером в 1976 г. совместно с Р. Левисом после тщательной разработки психологической модели качества брака. На основе обзора более 200 работ эти авторы выделили 47 характеристик брака с высоким качеством, разбив их на три группы — добрачные, социально-экономические и внутрисупру- жеские факторы; более двух третей параметров, позитивно влияющих на качество брака, носили психологический характер [26]. При создании инструмента Г. Спаниер использовал выявленные в ходе анализа различия между неудовлетворенными и удовлетворенными супружеской жизнью партнерами [24]. В свою очередь, удовлетворенных супругов этот автор определял как удачно адаптированных к супружеской жизни вдвоем, выделив четыре аспекта такой адаптации: согласие в паре (dyadic consensus), удовлетворенность браком (dyadic satisfaction), сплоченность в паре (dyadic cohesion) и выражение эмоций в паре (affectional expression).

В результате, созданная им методика включает 32 пункта, тестирующих эти четыре аспекта, и применяется в различных целях: 1) для диагностики конфликтов в парах в рамках клинических и исследовательских проектов; 2) для надежной дифференциации удовлетворенных и неудовлетворенных супружеством пар, в частности, выявления лиц с высокой вероятностью развода [15; 18; 25].

Последующая апробация показала, что сексуальная ориентация партнеров, их половая и этническая принадлежность на показатели надежности методики не влияют; при этом ее субшкалы могут использоваться отдельно [16; 18; 24]. Установлено, что показатели взаимной адаптации в паре помогают в выборе форм терапевтического или профилактического вмешательства и облегчают последующую оценку изменений [15].

Процедура проведения методики требует около 6—7 минут; ее бланк прост для понимания. Испытуемому предлагается выбрать по каждому из 32 пунктов один из пяти ответов. Ответу, соответствующему наихудшей адаптации, присваивается «0» баллов, а наилучшей — «6» баллов. При обработке подсчитывается показатель по каждой из четырех субшкал (сумма баллов по вопросам, составляющим данную субшкалу), кроме того, учитываются так называемые перевернутые вопросы — 18-й и 19-й. Суммарный балл четырех субшкал дает общий показатель, который отражает уровень взаимной адаптации в паре. Субшкала «Согласие в паре» включает 13 пунктов и оценивает степень согласия между партнерами по таким темам, как религия, дружба, быт, управление временем и финансами. Субшкала «Удовлетворенность браком» включает 10 пунктов, оценивающих субъективное ощущение счастья или несчастья в отношениях, частоту ссор, наличие или отсутствие стремления к совместному времяпрепровождению, возможные размышления об отделении или разводе. Субшкала «Сплоченность пары» включает 5 пунктов, оценивающих время, затрачиваемое партнерами на общие дела, реализацию общих социальных интересов, совместных целей или разговоры друг с другом. Субшкала «Выражение эмоций в паре» включает 4 пункта, оценивающих выражение глубоких чувств в паре (любви и сексуальности).

Метаанализ, обобщающий 20-летний опыт применения DAS, свидетельствует о высокой надежности инструмента со средним значением коэффициента альфа-Кронбаха 0, 915 [18]. Надежность отдельных субшкал также была высокой, за исключением субшкалы «Эмоциональная экспрессия», которая во многих исследованиях демонстрировала низкие значения коэффициента альфа-Кронбаха и сильно зависела от характеристик выборки. Наиболее проблемным аспектом DAS становится неустойчивость его факторной структуры. Большое число исследователей не смогли подтвердить оригинальную четырехфакторную структуру, предложенную Г. Спаниером в 1976 г. [18].

Целью исследования стало определение факторной структуры опросника «Шкала взаимной адаптации в паре», а также проверка его валидности и надежности. Исследовательская гипотеза: опросник «Шкала взаимной адаптации в паре» валиден для русскоязычной выборки.

Метод

Перевод шкалы взаимной адаптации в паре осуществлялся группой психологов с опытом семейного консультирования и знанием английского языка.

Выборка и процедура исследования. На первом этапе апробации опросника в исследовании приняли участие 84 супружеские пары (168 испытуемых) со стажем семейной жизни от 1 года до 38 лет в возрасте от 23 до 65 лет (средний возраст — 31 год). На основе этих данных был проведен факторный анализ структуры опросника. На втором этапе обследованы 134 человека (в том числе 19 супружеских пар) со стажем семейной жизни от 1 года до 35 лет и в возрасте от 20 до 57 лет (средний возраст — 32 года). На основе этих данных проверялись внутренняя согласованность, кон- структная и внешняя валидность опросника. Принявшие добровольное участие в исследовании респонденты проживают на территории г. Москвы, Московской области и г. Твери. Комплект опросников предлагался для заполнения в электронном виде.

Методики. Для оценки конструктной валидности опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» использовались три методики:

1.    Опросник «Характер взаимодействия супругов в конфликтных ситуациях» Е.Ю. Алешиной и Л.Я. Гозмана, состоящий из 28 пунктов [8]. Методика тестирует схожий теоретический конструкт «Согласия в паре», что и шкала взаимной адаптации в паре, выявляет конфликтогенные сферы отношений, степень согласия в конфликтных ситуациях, уровень конфликтности в паре. Подробное описание методики широко доступно для отечественных специалистов.

2.    Тест на удовлетворенность браком Е.Ю. Алешина, Л.Я. Гозман, О.О. Ере- мичева, состоящий из 17 вопросов о различных аспектах супружеских отношений [4]. Данный инструмент измеряет теоретический конструкт, сходный с тем, который оценивается субшкалой «Удовлетворенность браком» в опроснике «Шкала взаимной адаптации в паре». Подробное описание методики широко доступно для отечественных специалистов.

3.    Опросник «Шкала семейной адаптации и сплоченности» (FACES-3 / Тест Олсона [11]. В настоящем исследовании использовалась субшкала сплоченности, сопоставимая с субшкалой «Сплоченность в паре» опросника «Шкала взаимной адаптации в паре», и определяющая степень эмоциональной связи между членами семьи по показателям: эмоциональная связь, семейные границы, принятие решений, время, наличие общих друзей, общие интересы и способы отдыха. Процедура FACES-3 приводится в более ранних и доступных для отечественного читателя публикациях.

Для оценки внешней валидности опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» использовался Трехфакторный опросник перфекционизма [6]. Представляет собой обновленную версию опросника Н.Г. Гаранян и А.Б. Холмогоровой из 18 пунктов, распределенных по трем субшка­лам-факторам: 1) озабоченность оценками со стороны других при неблагоприятных сравнениях с ними; 2) высокие стандарты и требования к себе; 3) негативное селектирование и фиксация на собственном несовершенстве. В качестве индикатора общего уровня перфекционизма подсчитываются суммарный балл опросника, а также баллы по каждой субшкале.

Результаты

Факторная структура и надежность

Для определения субшкал адаптируемого опросника использовался эксплораторный факторный анализ (ЭФА) с применением двух методов вращения факторов — прямоугольного вращения Варимакс и косоугольного вращения Прямой облимин — в программе SPSS 21-й версии. Адекватность полученной модели проверялась методом конфирматор- ного факторного анализа (КФА) в программе AMOS 23-й версии.

Факторная структура опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» для моделей с ортогональным вращением факторов. Факторизуемость корреляционной матрицы проверялась с помощью критериев Кай- зера—Майера—Олкина (КМО) и Бартлетта. Критерий КМО = 0,868 подтверждает адекватность выборки, критерий сферичности Бартлетта (Хи-квадрат = 2291,44; df = 496; p < 0,001) также свидетельствует о возможности описания корреляционной матрицы с помощью ЭФА.

Первоначальное условие факторизации — собственное значение меньше 1 — привело к 9-факторной структуре. Однако, начиная с 4-й компоненты, собственные значения меняются мало, а график собственных значений плавно приближается к оси абсцисс. Кроме того, вклад каждой следующей компоненты в общую дисперсию, начиная с 5-й, составил менее 5%, поэтому было решено проверить четырехфакторную и трехфакторную модели.

Выбирать большее число факторов было нецелесообразно также из-за невозможности интерпретации полученной факторной структуры. Наконец, оригинальная факторная структура DAS содержит 4 шкалы.

Извлечение факторов было выполнено методом главных компонент с принудительным включением четырех факторов, а поворот факторной структуры — методом Варимакс. Факторы объясняют 14,67%, 13,43%, 13,35% и всего 5% общей дисперсии соответственно, что в сумме составляет 46,46%. Процент дисперсии, объясняемый четырьмя факторами в совокупности, составляет несколько менее 50%, однако по другим формальным характеристикам, а также с точки зрения интерпретируемости факторов эта модель оказалась приемлемой для дальнейшего исследования. Номера пунктов, вошедших в каждый фактор, указаны в табл. 1.

Таблица 1

Факторная структура русскоязычной версии шкалы взаимной адаптации в супружеской паре

Факторные нагрузки пунктов 1—15, вошедших в 1-й фактор — «Согласие в паре», варьируют от 0,395 до 0,699. Для пунктов 16—22 и 31, относящихся ко 2-му фактору — «Удовлетворенность браком», их диапазон составляет от 0,428 до 0,802, а для пунктов 24—28 фактора 3 — «Сплоченность пары» — от 0,556 до 0,742. В 3-й фактор первоначально также вошел пункт 30 с отрицательной, но относительно малой по модулю факторной нагрузкой — 0,313: его нужно понимать как обратный вопрос для данной субшкалы. Фактор 4 содержит пункт 23 с факторной нагрузкой 0,630 и, условно, пункты 29 и 32 с нагрузками, по модулю несколько меньшими 0,4.

Для всех четырех субшкал и для суммарной шкалы опросника были вычислены показатели надежности: внутренняя согласованность с помощью коэффициента а Кронбаха, а также расщепленная надежность — коэффициент Гуттмана (табл. 2). При этом пункт 30 был удален из субшкалы 3 как плохо согласованный со всей шкалой. Показатели а Кронбаха для субшкал 1, 2 и 3 (при удалении пункта 30), а также для суммарного значения шкалы взаимной адаптации в паре превышают 0,8, что является хорошим результатом. Только для субшкалы 4 — «Эмоциональная экспрессия» — этот коэффициент оказался отрицательным, поэтому субшкала 4 была удалена из опросника. Кроме того, пункт 32 выглядит довольно громоздким и имеет недостаточно четкую формулировку в предложенных вариантах ответов, которые, в свою очередь, имеют слабое расхождение друг с другом. Пункты 29 и 30 отличаются по стилистике от остальных вопросов в шкале, имеют лишь два варианта ответов — «да» или «нет» — и соответственно делают необходимым введение в анкету дополнительной инструкции. С целью сокращения текста и облегчения самого инструмента, а также из-за малых факторных нагрузок целесообразно было удалить эти два пункта. Пункт 23 не входит с достаточной факторной нагрузкой ни в один фактор, кроме 4-го. Таким образом, из опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» были удалены пункты 23, 29, 30, 32.

Таблица 2

Внутренняя согласованность субшкал русскоязычной версии шкалы взаимной адаптации в паре

Для сопоставления четырехфакторной модели с трехфакторной был проведен ЭФА методом главных компонент с принудительным включением трех факторов и ортогональным Варимакс-вращением. При отсутствии 4-ой компоненты общая объясненная дисперсия снижается до 41,91%, что менее благоприятно. Однако матрица повернутых компонент имеет ту же структуру, что и в четырехфакторной модели.

Факторная структура опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» для моделей с косоугольным вращением факторов. Выделенные субшкалы опросника, как ожидалось, могут коррелировать между собой, так как измеряемые ими характеристики удовлетворенности браком могут сопутствовать друг другу. По этой причине мы рассмотрели четырехфакторную и трехфак­торную модели с косоугольным вращением методом — прямой облимин [9], сопоставив друг с другом матрицу факторного отображения и структурную матрицу для лучшей интерпретации шкал. Заметим, что при косоугольном вращении, когда компоненты коррелируют, для получения совокупной дисперсии нельзя складывать суммы квадратов нагрузок, поэтому показатель общей объясненной дисперсии после вращения не указывается.

Для четырехфакторной модели структурная матрица демонстрирует тот же состав факторов, что и при ортогональном вращении. Состав факторов в матрице факторного отображения не вполне соответствует структурной матрице, хотя имеет с ней много общего. Заметим, что фактор 1 слабо прямо коррелирует с фактором 3 (R13 = 0,284), а фактор 2 — обратно с факторами 1 и 3 (R21 = -0,264 и R23 = -0,420 соответственно), что объясняется изменением направления фактора 2 на противоположное. Отсюда следует, в частности, что факторная и структурная матрицы в этой модели полностью совпадать не могут. Фактор 4 не коррелирует с другими факторами.

В целом, четырехфакторная модель с косоугольным вращением (метод — прямой облимин) подтверждает состав ранее выделенных субшкал опросника. Наконец, при рассмотрении трехфакторной модели с косоугольным вращением (метод — прямой облимин) структурная матрица демонстрирует тот же состав факторов 1, 2 и 3, что и для четырехфакторной модели с косоугольным вращением, а также при ортогональном вращении. Состав факторов в матрице факторного отображения аналогичен. Добавим, что фактор 1 слабо прямо коррелирует с фактором 3 (R13 = 0,256) и слабо обратно — с фактором 2 (R12 = -0,262), что снова объясняется изменением направления фактора 2 на противоположное. Следовательно, факторная и структурная матрицы также и в этой модели полностью совпадать не могут.

В целом, трехфакторная модель с косоугольным вращением (метод — прямой облимин) не противоречит четырехфакторной модели и подтверждает состав ранее выделенных трех субшкал опросника. Лучшая из всех моделей определялась методом КФА.

Конфирматорный ФА для опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» проводился на той же выборке N = 168 испытуемых — членов семейных пар, на которой ранее был проведен ЭФА. Исследовались поочередно четыре упомянутых выше модели. Для оценки характеристик моделей использовался метод максимального правдоподобия (Maximum likelihood).

Для четырехфакторной модели с некоррелирующими факторами большинство индексов соответствия говорят о слабом согласии этой модели с исходными данными. Например, критерий Хи-квадрат (CMIN = 1027,62; df = 464) показывает статистически значимые различия (p < 0,001), целый ряд индексов соответствия — CFI, NFI, GFI, AGFI — не достигают граничного значения 0,9, а оценка точности PCLOSE = 0,000 < 0,1.

Лишь отдельные показатели этой модели могут считаться удовлетворительными, поскольку близки к предельно допустимым значениям: отношение CMIN/df = 2,215 немного превышает 2; RMSEA = 0,085, нижняя граница его 90%-ного доверительного интервала HI90 = 0,092 < 0,1, что говорит в пользу весьма слабого соответствия модели данным. Следовательно, эта модель не может считаться эмпирически подтвержденной.

По тем же причинам трехфакторная модель с некоррелирующими факторами была признана несостоятельной. При исследовании четырехфак­торной модели с коррелирующими факторами 1, 2 и 3 (4-й фактор не коррелирует с остальными) регрессионные коэффициенты для пунктов 23, 29, 32, образующих фактор 4, оказались статистически не значимы, поэтому разумно было этот фактор удалить, что согласуется с результатами ЭФА.

Переход к трехфакторной модели с коррелирующими факторами позволил улучшить 4 индекса соответствия: CMIN/df = 1,884 < 2; RMSEA = 0,073 < 0,08; HI90 = 0,081 < 0,1; а индекс CFI = 0,836 увеличился и почти достиг граничного значения 0,9. Остальные критерии, в том числе статистически значимая статистика Хи-квадрат (CMIN = 653,79; df = 347; p < 0,001), не подтверждают соответствия этой априорной модели данным, следовательно, она нуждается в коррекции.

Все регрессионные коэффициенты переменных модели с тремя коррелирующими факторами статистически значимы, поэтому формальных оснований для их удаления не было. Коррекция этой модели осуществлялась за счет добавления необходимых связей между ошибками переменных [10]. Это улучшило все индексы соответствия до хороших или приемлемых величин: критерий Хи-квадрат показал отсутствие различий между моделью и эмпирическими данными (CMIN =318,19; df = 306; p = 0,304 > 0,05), значения пяти других критериев свидетельствуют о хорошем согласии (CMIN/ df = 1,040 < 2; RMSEA = 0,015 < 0,05; HI90 = 0,034 < 0,1; CFI = 0,993 > 0,95). Наконец, 3 оставшихся индекса соответствия увеличились и почти достигли граничного значения 0,9, говорящего о приемлемом, либо хорошем согласии (NFI = 0,859; GFI = 0,891; AGFI = 0,855). Поскольку добавления связей между факторами и пунктами из других факторов не потребовалось, мы попутно доказали, что каждый пункт опросника работает только на одну субшкалу, что весьма благоприятно. Таким образом, апостериорная модель с тремя коррелирующими факторами может считаться эмпирически подтвержденной.

Для оценки целесообразности включения новых связей между ошибками переменных в модель был использован критерий различий Хи-квадрат для вложенных моделей [10; 20; 28]. Эмпирическое значение статистики А/2 = CMIN1 — CMIN2 = 335,596, число степеней свободы Adf = df2 — df1 = 41, критическое значение /Д.р (0,001; 41) = 74,772, поэтому различия статистически значимы (p < 0,001). Следовательно, апостериорная модель с тремя коррелирующими факторами и с добавленными связями лучше согласуется с данными, чем исходная модель без добавленных связей. На рис. 1 приведена апостериорная модель со стандартизованными оценками параметров, представляющими факторные нагрузки переменных [14].