Психометрические свойства русскоязычной трехфакторной версии опросника межличностной чувствительности

Общение с другими людьми выступает средством, позволяющим человеку организовывать свою деятельность и развивать межличностные отношения [5]. Межличностные отношения наиболее уязвимы при нарушениях психического здоровья как источник наибольшего дистресса и психологического неблагополучия [38]. Межличностное функционирование и психопатология оказывают друг на друга взаимное влияние (по типу усиливающей обратной связи): межличностные проблемы, порожденные психическим расстройством, усугубляют другие его симптомы и препятствуют поиску помощи и социальной поддержки [19]. Т. Джойнер, автор межличностной теории суицида, называет эти связи самораспространяющимися процессами — это самосбывающиеся пророчества, приобретающие в социальном контексте относительную независимость от своего источника, один из типов межличностной уязвимости к психопатологии [38].

Одним из факторов межличностной уязвимости является межличностная чувствительность (interpersonal sensitivity), которая имеет две кардинально расходящиеся трактовки в социальной и клинической психологии.

В рамках первого направления она понимается как чуткость к реакциям других людей, успешность в распознавании психологических черт, эмоций и намерений, мыслей, социальных отношений и обмана. Л. Зебровиц добавляет также чувствительность к социальным аффордансам (возможностям для действий и взаимодействий), что ситуативно может перевешивать важность правильного распознавания черт [41]. Это направление связано с попытками измерить индивидуальную вариативность точности межличностной перцепции [1] и выявить качества, улучшающие межличностное восприятие и помогающие человеку во взаимодействии с другими (например, эмпатия, эмоциональный и социальный интеллект).

В клинической психологии межличностная чувствительность (МЧ) понимается иначе. Л.Дерогатис рассматривал МЧ как один из компонентов психологического дистресса, связанный с переживаниями собственной неполноценности и несоответствия требованиям окружающих, дискомфортом в межличностных отношениях и негативными ожиданиями от общения с другими [14]. Позднее Ф. Бойс и Г. Паркер определяли МЧ как личностную характеристику: «люди с этой чертой ... озабочены своими межличностными отношениями, бдительны к поведению и настроению других и чрезмерно чувствительны к превратностям любого межличностного взаимодействия — особенно к предполагаемым или реальным ситуациям критики или отвержения» [13, р. 342]. При высокой МЧ человек стремится соответствовать ожиданиям окружающих. Его возможности в установлении здоровых социальных отношений ограничены из-за высокой зависимости от поведения других людей [17], а чувство незащищенности и уязвимость к социальному неодобрению [13; 21] могут стать причиной избегания и подавления эмоций [24].

МЧ — фактор риска депрессивной симптоматики [27; 31], тревожных и фобических расстройств [39], особенно социальной фобии [21; 22]. МЧ является более значимым предиктором булимии, чем депрессивные симптомы [20]; опосредует связи пережитого в детстве сексуального насилия с депрессией и гневом во взрослом возрасте [24]; служит фактором риска развития параноидальной симптоматики у жертв школьной травли [29] и выражена у пациентов на продромальной стадии психоза [25]. На выборке пациентов с социальной тревожностью МЧ показала связи с повышенной тревожностью по поводу социальных взаимодействий, симптомами депрессии, подавлением гнева и тревожной привязанностью [21]. На студенческих выборках были получены корреляции МЧ с низкой социальной и академической самооценкой, сниженной успеваемостью [28] и проблемным использованием социальных сетей [17].

Связь и различие понятий межличностной чувствительности,
чувствительности к отвержению и перфекционизма

Содержание понятия МЧ пересекается с чувствительностью к отвержению и перфекционизмом. Чувствительность к отвержению определяется как когнитивно-аффективная диспозиция, для которой характерны тревожное ожидание отвержения и высокая готовность к его обнаружению в будущих межличностных отношениях, а также негативный эмоциональный отклик на ситуации, подразумевающие реальную или воображаемую угрозу отвержения [10].

Понятие МЧ шире, так как здесь речь идет о высокой уязвимости к любым формам межличностного взаимодействия, а не только к отвержению. В отличие от чувствительности к отвержению, МЧ включает аспекты нарушений личностного функционирования (ощущение неполноценности, хрупкость Я) и трудности в общении с другими людьми (недостаток ассертивности).

Последствия высокой МЧ в поведенческом (робость, страх совершить ошибку и подвергнуться критике окружающих) и клиническом (депрессия, социальная тревожность) планах также характерны для дезадаптивного перфекционизма [22; 27]. Перфекционизм, как многомерное понятие, включает в себя, наряду с когнитивным и аффективным, межличностный компонент, связанный с приписыванием окружающим завышенных стандартов и требований и болезненной фиксацией на внешних оценках собственной деятельности [4]. В последнем он схож с ключевым симптомом социальной тревожности — страхом негативной оценки, который проявляется в деструктивных убеждениях относительно ожиданий других людей и болезненных переживаниях воспринимаемых социальных неудач [6]. МЧ в отличие от перфекционизма смещает акцент со стремления к идеалам на поиск поддержки и одобрения.

Также следует отметить различия между определениями МЧ. Деро- гатис фокусировался на выделении совокупности психопатологических симптомов, описывающих разные стороны текущего психологического дистресса, где МЧ — один из синдромов, характеризующий проблемы, связанные с межличностным взаимодействием (самоосуждение, негативные ожидания, беспокойство и дискомфорт в межличностных отношениях и т. п.) [14]. В определении Бойса и Паркера МЧ — это личностный конструкт, объединяющий разные личностные характеристики, имеющие отношение к переживанию уязвимости в межличностных отношениях [13].

Характеристика опросника межличностной чувствительности

Опросник межличностной чувствительности (The Interpersonal Sensitivity Measure) был разработан австралийскими психиатрами Филипом Бойсом и Гордоном Паркером в 1989 г. и измерял общий показатель МЧ и пять субшкал: межличностная восприимчивость (беспокойство о мнении других, в частности, критическом), потребность в одобрении, сепарационная тревога, робость и хрупкость Я (страх быть отвергнутым) [13].

К настоящему времени опросник адаптирован на турецкой [16], иранской [32], итальянской [26], корейской [23] выборках. Существуют две краткие версии опросника — англоязычная, апробированная авторами оригинала [37], и китайская [40].

Не во всех версиях адаптации этой методики удалось воспроизвести ее пятифакторную структуру, аналогичную оригинальной [16; 23]. Так, на выборке турецких студентов было выделено лишь три фактора — межличностная тревога и зависимость, низкая самооценка, застенчивое поведение [16]. На корейской выборке пятифакторная структура содержательно отличалась от оригинала, были выделены шкалы: низкая уверенность в себе, межличностная восприимчивость, недостаток ассертивности / сепарационная тревога, межличностная уязвимость и потребность в одобрении [23]. Эти несоответствия, по мнению авторов адаптации, могут объясняться культурными различиями [23].

Однако и на англоязычных выборках не всегда удается выделить пять факторов. Так, при проверке опросника на выборке пациентов с социальным тревожным расстройством большую надежность показала трех­факторная структура, включающая шкалы: беспокойство и зависимость в межличностных отношениях, низкая самооценка, робость / неассер- тивность в межличностных отношениях [21].

Метод

Адаптация на русский язык опросника межличностной чувствительности была письменно согласована с одним из разработчиков методики — Ф. Бойсом. Прямой и обратный переводы опросника на русский язык выполнялись тремя специалистами, владеющими английским языком. Сравнение оригинальной и обратной (переведенной с русского языка) версий опросника показало их высокое соответствие по всем пунктам, что характеризует перевод как достаточно точно отражающий содержание вопросов оригинальной версии.

Процедура. Исследование проходило в 2020—2021 гг. с использованием платформы Google Forms. К участию приглашались респонденты от 18 лет и старше. Приглашения рассылались лично тем, кто дал предварительное согласие на участие, а также размещались в онлайн-группах психологической направленности. В приглашении содержалась информация о целях исследования, конфиденциальности и добровольности участия, возрастных ограничениях. Перед началом опроса заполнялся бланк информированного согласия.

Выборка. Всего в исследовании приняли участие 1417 респондентов (168 мужчин; M=22,77; Med=20; SD=7,82). Из выборки были исключены респонденты младше 18 и старше 35 лет (значения возраста > 35 представляли собой выбросы), а также те, кто в анкете указал наличие психиатрического диагноза. Таким образом, в выборку для адаптации опросника вошли 645 респондентов (100 мужчин) в возрасте от 18 до 35 лет (M=22,92; Med=21; SD=5,01). Большая часть респондентов указали неоконченное (45,27%) или завершенное высшее образование (33,18%); среднее специальное или среднее техническое образование имели 17,52%, а 3,1% — неполное среднее.

Методики.Опросник Межличностной чувствительности (Boyce, Parker, 1989) — состоит из 36 пунктов. Ответы даны в 4-балльной шкале ликертовского типа («полностью соответствует», «частично соответствует», «несколь- ко/частично не соответствует», «частично не соответствует») [13].

Для проверки конвергентной и дискриминативной валидности опросника использовались следующие методики.Краткий опросник Большой пятерки (Gosling et al., 2003; Корнилова, Чумакова, 2016) — позволяет измерить личностные черты, включенные в Большую пятерку — экстраверсию, нейротизм/эмоциональную стабильность, согласие, добросовестность и открытость опыту [7].Калифорнийская шкала одиночества (Russell et al., 1978; Водопьянова, 2009) — одношкальная методика, направленная на измерение чувства одиночества [3].Опросник мотивации к аффилиации Мехрабиана (Mehrabian, 1976; Фе- тискин и др., 2002) — позволяет выделить две мотивационные тенденции — стремление к принятию и страх отвержения [12].Опросник привязанности к близким людям (Сабельникова, Каширский, 2015) измеряет привязанность по двум континуальным шкалам — избегания и беспокойства [11].Опросник эмоциональной дисрегуляции (Польская, Разваляева, 2017) — включает три шкалы: руминацию, избегание и трудности ментализации [9].

Интегративный тест тревожности (Бизюк и др., 2005) — измеряет общий уровень ситуативной тревоги и личностной тревожности и их компоненты — эмоциональный дискомфорт, астенический компонент (выраженная усталость, утомляемость), фобический компонент (выраженные страхи непонятного генеза, неуверенность в себе), тревожную оценку перспектив (обеспокоенность будущим) и социальную защиту (тревожность в межличностной сфере) [2].

Анализ данных проводился в среде R 3.6.3.

Результаты

Факторная структура методики. Для проверки факторной структуры был использован конфирматорный факторный анализ (КФА), проводившийся с помощью пакета lavaan (ver. 0.6-7). Оригинальная пяти­факторная структура опросника не подтвердилась (х²=1826,111; df=584; p<0,001; CFI=0,650; TLI=0,622; RMSEA=0,088; доверительный интервал RMSEA — 0,084—0,093; p<0,001). Ряд факторных нагрузок были слишком низкими (<0,3). Кроме того, были получены слишком высокие корреляции между некоторыми факторами (межличностная осознанность и потребность в одобрении — 0,94; потребность в одобрении и сепарационная тревога — 0,99). Таким образом, было принято решение о рефакторизации опросника.

Анализ пунктов опросника был проведен для общей суммарной шкалы МЧ. Использовались следующие критерии: корреляции пунктов с общей суммой должны превышать 0,3, а средняя корреляция пунктов друг с другом — лежать в диапазоне от 0,2 до 0,4; при этом индивидуальные корреляции пунктов должны быть меньше 0,8 [15]. Первоначально средняя корреляция между пунктами опросника была 0,19. Ряд вопросов имели слишком низкие корреляции с общим баллом МЧ (пункты 6, 9, 16, 18, 20, 21, 32). После их исключения средняя корреляция между оставшимися вопросами составила 0,25.

Эксплораторный факторный анализ. Выборка была случайным образом разбита на две с сохранением распределения по возрасту и полу. Подвыборка для эксплораторного факторного анализа (ЭФА) включила 323 респондента (51 мужчина; M=23,01; SD=5,15). ЭФА проводился с косоугольным вращением облимин. Хотя параллельный анализ и график осыпи указывали на пятифакторное решение, оно не подтвердилось при проведении факторного анализа (слишком мало вопросов на факторы 4 и 5, которые к тому же имели высокие нагрузки на другие факторы). Анализ количества факторов с помощью очень простой структуры (very simple structure) указал на трехфак­торное решение как наилучшее, что в дальнейшем подтвердилось с точки зрения содержательных характеристик полученных шкал. Общий процент объясненной дисперсии составил 41% (18%, 13% и 10% для факторов 1—3 соответственно). Были исключены вопросы 26, 34 и 25, имевшие нагрузки на два фактора, и 3, 4, 11 и 12, с факторными нагрузками <0,3. Факторы получили следующие названия (на основе содержательной оценки пунктов, вошедших в них, и соотнесения с оригинальными шкалами):

1)   Зависимость от оценок окружающих — боязнь подвергнуться критике и желание принятия и восхищения со стороны окружающих, пристальное внимание к их мнению и производимому на них впечатлению;

2)   Страх отвержения — опасения быть непонятым, осужденным и непринятым, страх раскрыть свое действительное Я, убеждение в собственной антипатичности в межличностных отношениях;

3)   Беспокойство в межличностных отношениях — тревога из-за любой угрозы отношениям, включая расставания и ссоры, боязнь инициировать разрыв в отношениях своими действиями или эмоциями.

Факторная структура, полученная в ЭФА, проверялась КФА. Подвы­борка для КФА включила 322 респондента (49 мужчин; M=22,84; SD=4,87). Применялся анализ категориальных переменных (метод диагонально взвешенных наименьших квадратов — diagonally weighted least squares), рекомендуемый для ликертовских шкал с пятью градациями и меньше.

Проверялась модель, где три фактора нагружали общий фактор МЧ, а также вводились связи между остаточными членами пунктов 2 и 30, 10 и 23. Модель имела лучшие показатели пригодности по сравнению с оригинальной пятифакторной: х2=474,260; df=204; p<0,001; CFI=0,982; TLI=0,980; RMSEA=0,064; доверительный интервал RMSEA — 0,057— 0,072; p<0,01; SRMR=0,077. Факторные нагрузки и остаточные компоненты представлены на рис. 1. Таким образом, в финальную версию опросника вошли 22 пунктам

Внутренняя и ретестовая надежность шкал. Внутренняя надежность шкал опросника была хорошей для шкал «Зависимость от оценок окружающих», «Страх отвержения» и общего балла МЧ (а Кронбаха — 0,87, 0,83 и 0,90 соответственно) и допустимой для шкалы «Беспокойство в межличностных отношениях» (а=0,74). Ретест был проведен на части выборки (n=138), промежуток времени между первым и вторым прохождением опросников составлял в среднем 12 дней. Шкалы показывают хорошую ре- тестовую надежность (корреляции rs Спирмана для шкал: «Зависимость от оценок окружающих» — 0,87; «Страх отвержения» — 0,85; «Беспокойство в межличностных отношениях» — 0,83; для общей шкалы — 0,91; p<0,001).

Групповые различия. В силу того, что выборка была смещена по возрасту в сторону 18—19 лет, возрастные группы были выделены с помощью 33 (19,5 лет) и 66 (24 года) процентилей. В женской подвыборке этот возрастной перевес был более ярко выражен, в связи с чем было принято решение случайным образом отобрать подвыборку женщин, равную мужской (n=100) и приближенную к наблюдающемуся в ней возрастному распределению (Med=24; M=24,76; SD=4,97; Q1=20, Q3=29). Стратификация по возрасту женской подвыборки и случайный отбор нужного количества испытуемых из каждой возрастной группы позволили набрать подвыборку с одинаковым распределением по возрасту. Почти по всем шкалам опросника были выявлены значимые различия по полу и возрасту (табл. 1).

Конвергентная валидность. Корреляции шкал опросника МЧ проверялись с помощью rs Спирмана, применялась поправка на множественные сравнения Холма—Бонферрони (табл. 2).

Обсуждение результатов

В данном исследовании не удалось подтвердить оригинальную пяти­факторную структуру опросника межличностной чувствительности. Это может быть объяснено как культурными различиями (например, направленность на индивидуализм/коллективизм) [23], так и изначально низкими значениями внутренней надежности шкал «Хрупкое Я» и «Потребность в одобрении» [13; 40]. Полученная трехфакторная структура соотносится с результатами исследований на турецкой [16] и американской выборках [21].

Половозрастные различия, полученные нами для общего показателя МЧ, противоречат данным близнецового исследования, не установившим значимого эффекта факторов пола и возраста [18]. Однако более высокие значения МЧ у женщин подтверждаются на студенческой выборке [39], а у подростков и молодых людей — при кросс-культурных сравнениях разновозрастных выборок [26]. Это может объясняться ген­дерной (культурно обусловленная большая ориентация женщин на дру- 82