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

8758

Аннотация

Представлены результаты апробации русскоязычной версии опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» — DAS (Dyadic Adjustment Scale) Г. Спаниера. Валидизация опросника проводилась на двух выборках (N=302), включающих супружеские пары и лиц, состоящих в браке. Эксплораторный факторный анализ установил трехфакторную структуру методики, подтвержденную методом конфирматорного факторного анализа. Выделенные шкалы и инструмент в целом обладают высокими показателями надежности: внутренней согласованностью и расщепленной надежностью. Установлены связи между субшкалами опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» и других методик, измеряющих теоретически близкие конструкты, что свидетельствует о приемлемой конструктной валидности методики. Корреляционный анализ между показателями шкалы взаимной адаптации в паре и параметрами перфекционизма показал, что склонность респондентов к «селектированию собственных признаков несовершенства и неудач» отрицательно связана с субъективным ощущением благополучия супружеских отношений в паре, что подтверждает приемлемую внешнюю валидность апробируемой методики.

Общая информация

Ключевые слова: шкала взаимной адаптации в браке, эксплораторный факторный анализ, конфирматорный факторный анализ, надежность, конструктная валидность

Рубрика издания: Апробация и валидизация методик

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/cpp.2018260306

Для цитаты: Полякова Ю.М., Сорокова М.Г., Гаранян Н.Г. Факторная структура и надежность шкалы взаимной адаптации в паре (DAS) в российской выборке // Консультативная психология и психотерапия. 2018. Том 26. № 3. С. 105–126. DOI: 10.17759/cpp.2018260306

Полный текст

 

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

Название шкалы

№№ пунктов

% объясняемой дисперсии

1

Согласие в паре

с 1 по 15

14,67

2

Удовлетворенность браком

с 16 по 22, и 31

13,43

3

Сплоченность пары

с 24 по 28, и 30 (условно)

13,35

4

Эмоциональная экспрессия (согласие супругов относительно способов выражения чувств)

23, 29, 32

5,00

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

а Кронбаха

Комментарии

1

0,872

При удалении каждого пункта коэффициент a-Cronbach понижается, что подтверждает хорошую согласованность пунктов со шкалой

2

0,836

При удалении каждого пункта коэффициент a-Cronbach понижается, что подтверждает хорошую согласованность пунктов со шкалой

3

0,756 / 0,882

При удалении пункта 30 коэффициент a-Cronbach повышается до 0,882

4

- 0,520

В силу отсутствия надежности и трудностей содержательной интерпретации шкала была удалена из русскоязычной версии инструмента

Для всей шкалы

0,922

-

Коэффициент Гуттмана

0,829

-

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].

Рис. 1. Апостериорная трехфакторная модель со стандартизованными оценками параметров

Внутренняя согласованность (консистентность)

Второй этап валидизации опросника «Шкала взаимной адаптации в паре» проведен на новой выборке (N = 134) с использованием выяв­
ленной русскоязычной трехфакторной структуры. Для дополнительной проверки внутренней согласованности шкал [7], использовался коэффициент корреляции Спирмена (р — Spearmen) (табл. 3).

Таблица 3

Значения коэффициента корреляции Спирмена между субшкалами опросника «Шкала взаимной адаптации в паре»

 

Показатели

Согласие в паре

Удовлетворенность браком

Сплоченность пары

Общий показатель шкалы взаимной адаптации в паре

Согласие в паре

1,000

0,656**

0,602**

0,932**

Удовлетворенность браком

-

1,000

0,526**

0,837**

Сплоченность пары

-

-

1,000

0,748**

Примечание: «**» — корреляция значима на уровне р < 0,01.

Все показатели шкалы взаимной адаптации в паре имеют положительную связь друг с другом и с ее общим показателем (p < 0,01). Результаты, отраженные в табл. 2, 3, свидетельствуют о приемлемой надежности как отдельных факторов шкалы взаимной адаптации, так и о надежности опросника в целом.

Конструктная валидность

Определение связей между субшкалами нового инструмента и других методик, измеряющих теоретически близкие конструкты, является одним из способов проверки конструктной валидности (табл. 4).

Таблица 4

Связи показателей шкалы взаимной адаптации в паре с показателями взаимодействия супругов по теоретически сходным методикам

 

Шкалы

Общий показатель шкалы взаимной адаптации в паре

Согласие в паре

Удовлетворенность браком

Сплоченность пары

Опросник Ю.Е. Алеши­ной, Л.Я. Гозмана

0,432**

0,381**

0,335**

0,352**

Тест на удовлетворенность браком

0,804**

0,712**

0,767**

0,585**

Шкала сплоченности (FACES-3 / Тест Олсона)

0,514**

0,504**

0,364**

0,476**

Примечание: «**» — корреляция значима на уровне р < 0,01.

Установлены значимые положительные связи между тремя субшкала­ми опросника «Шкала взаимной адаптации в паре», а также ее суммарным баллом и показателями характера взаимодействий супругов в конфликтных ситуациях, удовлетворенности браком и сплоченности. Максимальное значение коэффициента Спирмена установлено между показателем по тесту на удовлетворенность браком и общим баллом шкалы взаимной адаптации в паре, что свидетельствует о сходстве теоретических конструк­тов «Удовлетворенность браком» и «Взаимная адаптация».

Дополнительным свидетельством конструктной валидности русскоязычной версии DAS становится отрицательная статистически значимая связь между показателем субшкалы «Удовлетворенность браком» и стажем супружества у женщин (р = -0,335; p<0,05). Этот результат отчетливо показывает снижение удовлетворенности браком, наступающей с возрастом у российских женщин. Он дублирует данные, полученные в 80-е гг. Ю.Е. Алешиной, и требует самостоятельного научного анализа [3].

Наконец, важным подтверждением конструктной валидности изучаемой методики становится достаточно высокая степень согласия между супругами относительно успешности брака — по общему баллу (р = 0,628; p<0,01), субшкале «Согласие в паре» (0,579, p<0,01), «Удовлетворенность браком» (0,500, p<0,01), «Сплоченность» (0,326, p<0,01).

Внешняя валидность

В серии зарубежных исследований установлено, что перфекционизм одного или обоих супругов является фактором, снижающим удовлетворенность отношениями в браке и увеличивающим риск супружеских дисфункций [19]. Сходный результат получен в пилотажном отечественном исследовании [5]. Результаты корреляционного анализа по Спирмену между субшкалами шкалы взаимной адаптации и параметрами перфекционизма представлены в табл. 5.

Установлены слабые, но значимые отрицательные связи между всеми параметрами шкалы взаимной адаптации и параметром перфекци­онизма «Негативное селектирование и фиксация на собственном несовершенстве». Склонность респондентов к фиксации на собственном несовершенстве и неудачах отрицательно связана с субъективным ощущением благополучия супружеских отношений в паре, что свидетельствует о приемлемой внешней валидности шкалы взаимной адаптации.

Обсуждение

На российской выборке из 302 человек, состоящих в браке, было проведено исследование, посвященное определению факторной структуры шкалы взаимной адаптации и проверке ее валидности.

Таблица 5

Связи между показателями шкалы взаимной адаптации в паре и субшкалами опросника перфекционизма Н.Г. Гаранян и А.Б. Холмогоровой

 

Параметры перфек­ционизма

Общий показатель шкалы взаимной адаптации в паре

Согласие в паре

Удовлетворенность браком

Сплоченность пары

Фактор 1

- 0,123

- 0,110

- 0,157

- 0,085

Фактор 2

0,021

0,001

0,027

-0,010

Фактор 3

- 0,207*

- 0,178*

- 0,191*

- 0,218*

Общий показатель

- 0,139

- 0,130

- 0,145

- 0,133

Примечания: Фактор 1 — «Озабоченность оценками со стороны других при неблагоприятных сравнениях с ними», Фактор 2 — «Высокие стандарты и требования к себе», Фактор 3 — «Негативное селектирование и фиксация на собственном несовершенстве»; «**» — корреляция значима на уровне р < 0,01; «*» — корреляция значима на уровне р < 0,05.

Методом эксплораторного ФА с использованием как ортогонального, так и косоугольного вращения, была установлена трехфакторная структура русскоязычной версии шкалы, подтвержденная затем результатами конфирматорного ФА. Состав пунктов выделенных шкал близок к оригинальному. Добавим, что факторная структура шкалы взаимной адаптации в паре является одним из наиболее спорных моментов. Так, Джеймс Грэхем, Дженлинг Лью и Дженифер Жезиорски представили мета-анализ всех известных мировых вариантов валидизации методики, где указывают на то, что в подавляющем большинстве случаев результаты ЭФА демонстрируют разные варианты 3-хфакторных структур, обычно состоящие из двух исходных (как в оригинальной версии опросника) субшкал, и 3-го фактора, где объединяются пункты из двух оставшихся субшкал [18]. Полученные нами результаты при проведении ФА для русскоязычной версии опросника DAS в целом соответствуют этим данным с учетом четырех удаленных пунктов.

Исключение составили субшкала «Эмоциональная экспрессия» оригинального опросника, которая не была валидизирована в русскоязычной версии. Очевидно, исследователям и практикам (консультантам) не следует использовать эту субшкалу в качестве информативного диагностического показателя. Три остальные шкалы и методика в целом обладают высокими показателями надежности в виде внутренней согласованности и расщепленной надежности. Этот результат совпадает с большинством результатов, полученных в зарубежных исследованиях.

Установлены статистически значимые связи между шкалой взаимной адаптации и субшкалами других методик, измеряющих теоретически близкие конструкты характер взаимодействия супругов в конфликтных ситуациях, удовлетворенность браком и сплоченность. Это свидетельствует о приемлемой конструктной валидности русскоязычной версии инструмента. Дополнительным подтверждением конструктной валидности стала обратная связь между суммарным показателем шкалы взаимной адаптации и стажем супружеской жизни у женщин. Этот результат, реплицирующий находки 80-х гг., безусловно, может стать предметом самостоятельных исследований.

Наконец, высокая степень совпадения при ответах супругов на вопросы методики также служит подтверждением ее конструктной валидности. Этот результат открывает возможности производить парную диагностику с помощью шкалы взаимной адаптации, а также демонстрирует ее высокую чувствительность к взаимным влияниям супругов при оценках качества отношений.

Согласно нашим данным, параметр перфекционизма «Негативное селектирование и фиксация на собственном несовершенстве» [6] отрицательно связан с субъективным ощущением благополучия супружеских отношений в паре. Этот результат не только служит подтверждением валидности методики, но и представляет самостоятельный научный интерес. Он позволяет с высокой степенью вероятности предполагать, что характеристики перфекционистского когнитивного стиля проявляются в супружеских взаимодействиях, например, в виде фокусировки на негативных сторонах совместной жизни, что снижает удовлетворенность браком.

Выводы

Апробация Шкалы взаимной адаптации в паре — DAS — Грэхема Спаниера в выборке российских испытуемых показала трехфакторную структуру и приемлемые психометрические характеристики (надежность, конструктную и внешнюю валидность) методики.

Ее русскоязычный вариант может быть рекомендован для диагностики удовлетворенности браком как в исследовательских проектах, так и в целях психологической диагностики в семейном консультировании.


[*] Полякова Юлия Михайловна, медицинский психолог, ГБУЗ «ПКБ № 4 имени П.Б. Ганнушкина ДЗМ», клинический и семейный консультант, Москва, Россия, e-mail: polyakovaju@gmail.com

[†] Сорокова Марина Геннадьевна, доктор педагогических наук, кандидат физико­математических наук, профессор кафедры прикладной математики факультета информационных технологий, ФГБОУ ВО МГППУ, Москва, Россия, e-mail: sorokovamg@mgppu.ru

[‡] Гаранян Наталья Георгиевна, доктор психологических наук, профессор кафедры клинической психологии и психотерапии, факультет консультативной и клинической психологии, ФГБОУ ВО МГППУ, Москва, Россия, e-mail: garanian@mail.ru

Литература

  1. Айвазова Д.Г. Методические возможности исследования удовлетворенности брачными отношениями // Сибирскийпсихологическийжурнал. 2014. № 51. С. 148—155.
  2. Алешина Ю.Е., Гозман Л.Я., Дубовская Е.М. Социально-психологические методы исследования супружеских отношений: Спецпрактикум по социальнойпсихологии. М.: Изд-во Московского ун-та, 1987. 120 с.
  3. Алешина Ю.Е. Удовлетворенность браком и межличностное восприятие в супружеских парах с различным стажем совместной жизни: дисс. … канд. психол. наук. М., 1985. 263 с.
  4. Андреева Т. В. Психология современнойсемьи. СПб.: Речь, 2005. 436 с.
  5. Гаранян Н.Г., Клыкова А.Ю., Полякова Ю.М., Сорокова М.Г. Интерперсональные аспекты перфекционизма // Материалы Всероссийской научно-практической конференции «Методологические и прикладные проблемы медицинской (клинической) психологии. Поляковские чтения (к 90-летию Ю.Ф. Полякова)» (г. Москва, 15—16 марта 2018 г.). М.: ФГБОУ ВО МГППУ, 2018. С. 115—117.
  6. Гаранян Н.Г., Холмогорова А.Б., Юдеева Т.Ю. Диагностика перфекционизма при расстройствах аффективного спектра: Методические рекомендации. М.: ФГБУ «НМИЦНП имени В.П. Сербского» Минздрава России, 2017. 20 с.
  7. Клайн П. Справочное руководство по конструированию тестов. Киев: ПАН Лтд, 1994. 283 с.
  8. Лидерс А.Г. Психологическое обследование семьи. М.: Издательский центр «Академия», 2006. 432 с.
  9. Митина О.В. Математические методы в психологии. М.: Аспект Пресс, 2009. 238 с.
  10. Наследов А.Д. IBM SPSS Statistics 20 и AMOS: профессиональный статистический анализ данных. СПб.: Питер, 2013. 416 с.
  11. Олифирович Н.И., Зинкевич-Куземкина Т.А., Велента Т.Ф. Психология семейных кризисов. СПб.: Речь, 2006. С. 144—149.
  12. Сопун С.М., Лидерc А.Г. Психологическая совместимость супружескойпары и удовлетворенность браком // Сибирскийпсихологическийжурнал. 2007. Т. 25. С. 156—162.
  13. Столин В.В., Романова Т.А., Бутенко Г.П. Опросник удовлетворенности браком // Вестник Московского университета. Серия 14. Психология. 1984. № 2. С. 54—60.
  14. Ahmad M.M. Validation of the Cognitive Appraisal Health Scale with Jordanian patients // Nursing and Health Sciences. 2010. Vol. 12 (1). Р. 74—79. doi:10.1111/ j.1442-2018.2009.00492.x
  15. Christensen A., Atkins D.C., Berns S., Wheeler J., Baucom D.H., Simpson L.E. Traditional versus integrative behavioral couple therapy for significantly and chronically distressed married couples // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 2004. Vol. 72 (2). P. 176—191. doi:10.1037/0022-006X.72.2.176
  16. Crane D.R., Busby D.M., Larson J.H. A factor analysis of the Dyadic Adjustment Scale with distressed and nondistressed couples // The American Journal of Family Therapy. 1991. Vol. 19 (1). P. 60—66. doi:10.1080/01926189108250835
  17. Fisilolu H., Demir A. Applicability of the Dyadic Adjustment Scale for measurement of marital quality with Turkish couples // European Journal of Psychological Assessment. 2000. Vol. 16 (3). P. 214—218.
  18. Graham J.M., Liu Y.J., Jeziorski J.L. The dyadic adjustment scale: A reliability generalization meta-analysis // Journal of Marriage and Family. 2006. Vol. 68. P. 701—717. doi:10.1111/j.1741-3737.2006.00284.x
  19. Habke M., Flynn C. Interpersonal aspects of trait perfectionism // Perfectionism: Theory, research and treatment / G. Flett, P. Hewitt (eds.). Washington: Amer. Psychol. Assoc., 2002. P. 151—181.
  20. Lace J.W., Merz Z.C., Grant A.F., Emmert N.A., Zane K.L., Handan P.J. Validation of the K6 and its depression and anxiety subscales for detecting nonspecific psychological distress and need for treatment // Current Psychology. 2018. doi:10.1007/s12144-018-9846-2
  21. Lee M.-S., Kim Z.-S. A preliminary study on the standardization of the Korean Dyadic Adjustment Scale [Korean] // Korean Journal of Clinical Psychology. 1996. Vol. 15 (1). P. 129—140.
  22. Robles Th., Slatcher R., Trombello J., McGinn M. Marital quality and health: a meta-analytic review // Psychological Bulletin. 2014. Vol. 140 (1). P. 140—187. doi:10.1037/a0031859
  23. Shek D., Cheung C. Dimensionality of the Chinese dyadic adjustment scale based on confirmatory factor analyses // Social Indicators Research. 2008. Vol. 86 (2). P. 201—212. doi:10.1007/s11205-007-9108-4
  24. Spanier G.B. Measuring dyadic adjustment: new scales for assessing the quality of marriage and similar dyads // Journal of Marriage and the Family. 1976. Vol. 38 (1). P. 15—38. doi:10.2307/350547
  25. Spanier G.B. Improve, refine, recast, expand, clarify: Don’t abandon // Journal of Marriage and the Family. 1985. Vol. 47 (4). P. 1073 —1074. doi:10.2307/352354
  26. Spanier G.B., Lewis R.A., Cole C.L. Marital Adjustment over the family life cycle: The Issue of Curvilinearity // Journal of Marriage and Family. 1975. Vol. 37 (2). P. 263—752. doi:10.2307/350960
  27. Vandeleur C.L., Fenton B.T., Ferrero F., Preisig M. Construct validity of the French version of the Dyadic Adjustment Scale // Swiss Journal of Psychology. 2003. Vol. 62 (3). P. 167—175. doi:10.1024//1421-0185.62.3.167
  28. Werner C., Schermelleh-Engel K. Deciding between competing models: Chi-square difference tests. [Электронный ресурс]. Frankfurt: Goethe University, 2010. URL: https://perma.cc/2RTR-8XPZ (дата обращения: 08.08. 2018).

Информация об авторах

Полякова Юлия Михайловна, медицинский психолог, клинический и семейный консультант, ГБУЗ «ПКБ № 4 имени П.Б. Ганнушкина ДЗМ», Москва, Россия, e-mail: polyakovaju@gmail.com

Сорокова Марина Геннадьевна, доктор педагогических наук, кандидат физико-математических наук, доцент, заведующий кафедрой «Цифровое образование», руководитель Научно-практического центра по комплексному сопровождению психологических исследований PsyDATA, Московский государственный психолого-педагогический университет (ФГБОУ ВО МГППУ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-1000-6487, e-mail: sorokovamg@mgppu.ru

Гаранян Наталья Георгиевна, доктор психологических наук, профессор кафедры клинической психологии и психотерапии, факультет консультативной и клинической психологии, Московский государственный психолого-педагогический университет (ФГБОУ ВО МГППУ), доцент, ведущий научный сотрудник Московского НИИ психиатрии Минздрава РФ, член редакционного совета журнала "Консультативная психология и психотерапия", Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-1227-2682, e-mail: garanian@mail.ru

Метрики

Просмотров

Всего: 4121
В прошлом месяце: 91
В текущем месяце: 20

Скачиваний

Всего: 8758
В прошлом месяце: 29
В текущем месяце: 9