Опросник «Общая установка по отношению к стрессу»: русскоязычная адаптация

Цель. Целью настоящего исследования стала адаптация и валидизация русскоязычной версии опросника «Общая установка по отношению к стрессу» (Stress Mindset Measure-General, SMM-G). Метод. В исследовании приняли участие 565 человек: 336 мужчин и 229 женщин (387 курсантов и 178 студентов). Для расчета надежности и факторной структуры опросника были использованы следующие данные. 315 участников заполнили все методики полностью и были включены в анализ дискриминативной валидности опросника SMM-G. Ретестирование проводилось через месяц после первоначального тестирования, выборка составила 189 человек. Участники исследования заполняли русскоязычную версию SMM-G; Шкалу воспринимаемого стресса-10; Шкалу реактивной и личностной тревожности Спилбергера—Ханина; Тест жизнестойкости в модификации Е.Н. Осина и Е.И. Рассказовой; Тест диспозиционного оптимизма; Опросник толерантности-интолерантности к неопределенности С. Баднера в адаптации Т.В. Корниловой и М.А. Чумаковой; Краткую версию опросника метакогнитивных убеждений. Результаты. Адаптированный опросник имеет хорошие показатели внутренней надежности (α = 0,81 — для опросника в целом, 0,81 и 0,80 — для двух шкал соответственно), а также тест-ретестовой надежности (α = 0,73 — для опросника в целом, 0,62 и 0,60 — для двух шкал соответственно) и конструктной дискриминантной валидности. Факторная структура русскоязычной версии опросника соответствует двумерной модели, выделяющей два фактора: стресс активизирует и стресс дезорганизует. В Приложении приведены нормы по шкале станайнов для каждого из факторов. Вывод. Конструкт имеет объяснительную ценность и опосредует реакцию на стресс. Русскоязычная версия опросника «Общая установка по отношению к стрессу» (SMM-G) валидна, надежна и может быть рекомендована для оценки установок по отношению к стрессу как конструкта, опосредующего реакцию на стресс. Основным ограничением в работе с опросником SMM-G является однородная по возрасту студенческая выборка, что определяет дальнейшую необходимость в расширении выборки с целью применения и получения данных на клинических группах. Также перспективой исследования является получение данных о внешней валидности методики и построение структурных моделей связей с другими конструктами.

Введение

Еще в классической работе Р. Лазаруса (Lazarus, Speisman, Mordkoff, 1963) обосновывалась идея о том, что влияние психологического стресса на организм и психику человека опосредовано с помощью когнитивного оценивания угрожающих ситуаций. Когнитивная оценка определяет различия в реакции на определенную стрессовую ситуацию и осуществляется человеком с опорой на привычный для него образ мыслей и оценку последствий, знание собственных возможностей и ресурсов для разрешения стрессовой ситуации. Когнитивная оценка определяет различия в реакции на определенную стрессовую ситуацию (Lazarus, 1963).

Развивая эту идею, А. Крам (Crum, Salovey, Achor, 2013) предлагает более сложные модели опосредования стрессоров, включая в них метакогнитивные параметры, в частности установку по отношению к стрессу.

Стресс в работах А. Крам понимается как ожидание (предвосхищение) или опыт столкновения с требованиями ситуации (например, опасностью, конфликтом, неопределенностью или давлением) в контексте достижения какой-либо значимой цели (Crum, Jamieson, Akinola, 2020). В условиях высоких информационных нагрузок люди часто полагаются на упрощающие системы, с помощью которых они могут организовать и осмыслить мир. Частью такой системы может выступить установка, или субъективное отношение (mindset) — «ментальная структура, или линза, которая выборочно организует и кодирует информацию, таким образом ориентируя человека на уникальный способ понимания опыта и направляя его к соответствующим действиям и реакциям» (Crum, Salovey, Achor, 2013). Термин mindset, получивший наибольшее развитие в концепции К. Двек и относящийся к проблемным областям имплицитных теорий и целевых ориентаций личности, в работах А. Крам и ее коллег специфицируется в контексте стресса (Dweck, 2008; Dweck, Chiu, Hong, 1995). Интегрируя концепцию установок К. Двек и биопсихосоциальную модель вызова и угрозы Дж. Бласковича (Blascovich, Tomaka, 1996; Seery, 2013), А. Крам с коллегами создала собственную интегративную модель реакции на стресс (Jamieson et al, 2018).

Установка по отношению к стрессу (stress mindset) в этой модели рассматривается как конструкт на уровне глобальных убеждений, которые являются более общими и широкими, чем процессы оценки ситуации. Авторы считают, что установка по отношению к стрессу может определять копинг-стратегии, особым образом настраивая восприятие, мышление, направляя поведение, т. е. создавая общий контекст, в котором выбираются и применяются действия по преодолению стресса. Здесь установка по отношению к стрессу предлагается в качестве дополнительной переменной, влияющей на стрессовую реакцию (помимо таких переменных, как интенсивность и вид стресса или копинг-стратегии). При этом модель оптимизации стресса предполагает, что люди могут быть активными субъектами формирования своих аффективных реакций на стрессовые воздействия (Crum, Salovey, Achor, 2013).

А. Крам и коллеги считают, что существует два вида установки к стрессу: стресс активизирует (stress-is-enhancing mindset) и стресс дезорганизует (stress-is-debilitating mindset). В разных адаптациях иногда авторы также переводят это как позитивное и негативное отношение к стрессу или убеждения о пользе/вреде стресса.

Так, человек, имеющий установку «стресс активизирует», верит, что переживание стресса окажется полезным для него, поможет ему и приведет к улучшению результатов деятельности. Такой человек будет склонен к принятию происходящего и активному использованию последствий стресса для достижения лучших результатов в различных областях.

Человек, имеющий установку «стресс дезорганизует», убежден, что стресс представляет угрозу для него, поскольку он ослабит здоровье, снизит возможности и ухудшит его производительность. Он, скорее, будет стремиться избежать стресса, чтобы не допустить наступления негативных последствий (Crum, Salovey, Achor, 2013).

Также А. Крам и коллеги предполагают, что установки по отношению к стрессу определяют уровень возбуждения в ситуации стресса. Так, уровень возбуждения человека с установкой «стресс активизирует» с большей вероятностью придет к оптимальному уровню, который необходим для достижения целей и преодоления стрессовой ситуации, но не настолько высокому, чтобы препятствовать достижению этих целей или ослаблять физическое здоровье в долгосрочной перспективе. При наличии установки «стресс дезорганизует» уровень возбуждения в стрессовой ситуации будет значительно понижен или значительно повышен, из-за чего снижается эффективность деятельности, а также игнорируются возможные позитивные последствия стресса.

Эмпирическая проверка положений А. Крам проводилась с помощью разработанного ею и коллегами опросника из восьми пунктов «Stress Mindset Measure-General» (далее — SMM-G) для оценки общих установок к стрессу. Для оценки установок к специфическим стрессорам также был разработан опросник «Stress Mindset Measure-Specific». Так, профессионалы, имеющие установку «стресс активизирует», демонстрировали меньше проявлений тревоги, депрессии и сообщали о большей энергичности, эффективности в работе и общей удовлетворенности жизнью по сравнению с сотрудниками, имеющими установку «стресс дезорганизует» (Crum, Salovey, Achor, 2013).

Другое исследование показало, что установка «стресс активизирует» приводит к поведению, которое помогает достижению цели несмотря на возможное столкновение со стрессом (социальной оценкой), то есть стресс активно используется, а не избегается. Также эмпирическую поддержку получили гипотезы о модулировании оптимального уровня возбуждения установкой по отношению к стрессу (Crum, Jamieson, Akinola, 2020; Crum, Salovey, Achor, 2013; Crum et al, 2017; Jamieson et al, 2018). При этом изменение установки по отношению к стрессу может иметь положительные последствия, такие как улучшение здоровья и работоспособности. Как указывают авторы, это не означает, что люди должны стремиться к большему стрессу, но предполагает, что людям нет необходимости сосредоточиваться только на снижении и избегании стресса (Crum, Salovey, Achor, 2013; Jamieson et al, 2018).

Ценность конструкта установки по отношению к стрессу и его роль в регуляции самочувствия и деятельности человека продемонстрирована также в исследованиях ряда зарубежных авторов (Huebschmann, Sheets, 2020; Jenkins, Weeks, Hard, 2021; Keech et al., 2020; Keech et al., 2018). Авторы японской адаптации SMM-G на материале трех исследований с участием 92 родителей, 349 студентов и 800 взрослых работающих людей продемонстрировали прогностическую валидность методики. Используя множественный регрессионный анализ, они показали, что установка по отношению к стрессу позволяла в большой степени предсказать субъективное плохое самочувствие независимо от различий в величине стрессоров и используемых копинг-стратегий (Iwamoto (Okubo), Takehashi, Taka, 2020).

Также заметим, что в исследованиях отечественных авторов, таких как А.Г. Асмолов (Асмолов, 2002), А.Б. Леонова (Леонова, 2016), Д.А. Леонтьев (Леонтьев, 2007), Е.В. Битюцкая (Битюцкая, 2013), разработаны теоретические конструкты, смежные с конструктом установки по отношению к стрессу, и описаны разные аспекты их регуляторных и опосредующих функций.

Метод

Процедура. Исследование проводилось в 2020—2022 гг. Формат исследования предполагал дистанционное (заполнение Google-формы) и очное (заполнение бумажных бланков) участие респондентов. Первый этап тестирования включал опросники, использующиеся для оценки валидности русскоязычной версии SMM-G, второй этап содержал только адаптируемый опросник. К участию приглашались студенты высших учебных заведений. Участниками исследования стали студенты 18 образовательных учреждений различных направлений подготовки и курсанты Санкт-Петербургского университета Государственной противопожарной службы МЧС России. Все они заполнили добровольное информированное согласие, содержащее описание цели исследования, гарантии анонимности данных и упоминание о возможности отказаться от участия в исследовании в любой момент.

Перевод опросника. На официальном сайте исследовательской группы Стэнфордского университета под руководством А. Крам представлено разрешение на использование опросника исследователями и студентами. Этап перевода опросника SMM-G на русский язык проведен в 2018 г. в рамках пилотного исследования (Лебедева, Борисова, 2021).

Переведенный опросник SMM-G, как и оригинальная версия, состоит из восьми пунктов. Для ответов участнику предлагалась шкала Ликерта с пятью вариантами ответа: от «полностью не согласен» до «полностью согласен».

Для удобства сравнения с данными оригинального исследования определение общего балла производилось путем расчета среднего значения, но поскольку факторный анализ подтвердил двухфакторную структуру опросника, в дальнейшем используются баллы отдельных шкал по каждой из установок — «стресс активизирует» и «стресс дезорганизует».

Методики. Кроме русскоязычной версии SMM-G использовались следующие опросники: Шкала воспринимаемого стресса-10 Ш. Коэна и др. в адаптации В.А. Абабкова и др. (Perceived Stress Scale, PSS-10) (Абабков и др., 2016); Шкала реактивной и личностной тревожности Ч. Спилбергера в адаптации Ю.Л. Ханина (Практикум по психологии состояний, 2006, с. 121—122); Тест жизнестойкости С. Мадди в модификации Е.Н. Осина и Е.И. Рассказовой (Осин, Рассказова, 2013); Тест диспозиционного оптимизма М. Шейера и Ч. Карвера в адаптации Т.О. Гордеевой и др. (Гордеева, Сычев, Осин, 2010); Опросник толерантности-интолерантности к неопределенности С. Баднера в адаптации Т.В. Корниловой и М.А. Чумаковой (Корнилова, Чумакова, 2014); Краткая версия опросника метакогнитивных убеждений А. Уэллса и С. Картрайт-Хаттон в адаптации Н.А. Сироты и др. (Сирота и др., 2018).

Выборка. Итоговую выборку составили 565 участников: 336 мужчин и 229 женщин (387 курсантов и 178 студентов). Средний возраст участников — 19,9 лет (от 17 до 38 лет, при этом 94,0% участников — в возрасте от 18 до 22 лет). Эти данные были использованы для расчета надежности и факторной структуры опросника.

Выборка ретестирования составила 189 человек, заполнивших опросник SMM-G через месяц после первоначального тестирования: 80 мужчин и 109 женщин (91 курсант и 98 студентов).

315 участников (146 мужчин и 169 женщин; 151 курсант и 164 студента) заполнили все методики полностью и были включены в анализ дискриминативной валидности методики.

Анализ данных. Проводился расчет описательной статистики; оценка нормальности распределения (с использованием одновыборочного критерия Колмогорова—Смирнова), внутренней надежности опросника (с использованием коэффициента α Кронбаха), тест-ретестовой надежности (с использованием ранговой корреляции Спирмена); проверка и подтверждение факторной структуры опросника (с использованием эксплораторного и конфирматорного факторного анализа); оценка конструктной дискриминантной валидности опросника (с использованием ранговой корреляции Спирмена). Для определения значимых различий между группами участников исследования (параметры: пол, возраст, учебные заведения) использовался U-критерий Манна—Уитни и H-критерий Краскала—Уоллиса.

Анализ и обработка данных проводились с использованием методов математической статистики с помощью пакета IBM SPSS Statistics 23, IBM SPSS Amos 23, Microsoft Office Excel 2016.

Результаты

Нормальность. Асимптотическая значимость пунктов и шкал опросника оказалась равна 0,000 (р ≤ 0,05), что говорит о ненормальности распределения значений и предполагает применение непараметрических критериев.

Надежность. Коэффициент α Кронбаха для общего балла по опроснику SMM-G составил 0,81. При исключении любого из пунктов надежность опросника заметно снижается, это означает, что все пункты опросника вносят существенный вклад в общую надежность (табл. 1). Для шкалы «Стресс активизирует» — 0,81, для шкалы «Стресс дезорганизует» — 0,80.

Таблица 1 / Table 1

Описательная статистика и коэффициент α Кронбаха при исключении пунктов
SMM-G (n = 565)

Descriptive statistics and α-Cronbach coefficient with items excluded SMM-G (n = 565)

Примечание: M — среднее значение; SD — стандартное отклонение.

Note: M — mean value; SD — standard deviation.

Тест-ретестовая надежность для общего балла (по методу ранговой корреляции Спирмена) составила 0,73 на уровне значимости 0,01. Для шкалы «Стресс активизирует» — 0,62 на уровне значимости 0,01, для шкалы «Стресс дезорганизует» — 0,60 на уровне значимости 0,01.

Факторная структура. Определение и подтверждение факторной структуры опросника проводились с помощью эксплораторного факторного анализа (метод максимального правдоподобия (Maximum likelihood), факторы подвергались вращению варимакс) и конфирматорного факторного анализа (вращение, свободное от распределения). Согласно полученным данным, два компонента имели собственные значения больше 1 (3,43 и 1,65 соотвественно). Повернутая матрица компонентов показала, что в первый фактор входят пункты 2, 4, 6, 8, а во второй — 1, 3, 5, 7. Процент объясненной дисперсии первого фактора — 43,2, второго — 20,4. Полученные факторы совпадают со структурой пунктов опросника: первый фактор может быть проинтерпретирован как описывающий установку «стресс активизирует», второй — как описывающий установку «стресс дезорганизует».

Для подтверждения выбранной структуры опросника был проведен конфирматорный факторный анализ, который осуществлялся в несколько этапов. На первом этапе проводилась оценка однофакторной модели, совпадающей с оригинальным опросником. На втором — оценка двухфакторной модели, полученной в результате эксплораторного факторного анализа. На третьем — оценка уточненной двухфакторной модели.

Возникло предположение, что некоторые пункты могут иметь дополнительную взаимосвязь. Например, близкими по смыслу, но разными по направленности измеряемого качества являются пункты 1 и 8: «Последствия стресса негативны, поэтому его нужно избегать» и «Последствия стресса позитивны, и стресс нужно использовать себе на пользу». Были отобраны пункты со схожим смыслом: 1 и 8, 2 и 5, 3 и 6, 4 и 7, — и в модель были добавлены корреляции ошибок отдельных пунктов для четырех пар.

Для признания модели, соответствующей данным, применялись индексы согласия, приведенные в табл. 2.

Таблица 2 / Table 2

Сравнение полученных и допустимых значений по индексам согласия для всех полученных моделей

Comparison of the obtained and acceptable values for the goodness-of-fit indices for all obtained models

Двухфакторная модель и двухфакторная модель с корреляциями ошибок отдельных пунктов оказались похожи по полученным значениям, при этом критерий CFI все еще не достиг выбранной отметки, что мы сочли достаточно приемлемым результатом при условии достижения остальных параметров качества. Применив предложенный К. Болленом (Bollen, 2014) критерий отражения прогресса в моделях, мы выбрали уточненную двухфакторную модель (см. рисунок) как отражающую более точное соответствие эмпирическим данным.

При этом корреляционный анализ по методу ранговой корреляции Спирмена показывает, что шкалы опросника коррелируют между собой (r = 0,51 на уровне значимости 0,01).

Оценка конструктной дискриминантной валидности. Анализ проводился на выборке 315 участников (146 мужчин и 169 женщин; 151 курсант и 164 студента), заполнивших все опросники.

Результаты корреляционного анализа по методу ранговой корреляции Спирмена с поправкой на множественную проверку гипотез методом Беньямини—Хохберга шкал опросника SMM-G со шкалами других опросников представлены в табл. 3. Для подтверждения дискриминантной валидности мы ожидали, что значение корреляций будет не более умеренного (меньше |0,50|).

Таблица 3 / Table 3

Значимые связи между шкалами опросника SMM-G и шкалами опросников, используемых для валидизации

Significant relationships between the scales of the SMM-G questionnaire and the scales of the questionnaires used for validation

Примечание: «*» — коэффициент корреляции значим на уровне 0,05; «**» — коэффициент корреляции значим на уровне 0,01.

Note: «*» — correlation coefficient is significant at the 0,05 level; «**» — correlation coefficient is significant at the 0,01 level.

Из табл. 3 видно, что, хотя шкалы опросника SMM-G оказываются значимо связаны со смежными конструктами (как и в оригинальной версии опросника), большинство этих корреляций определяются на уровне слабых. При этом умеренная связь, тем не менее не превышающая обозначенную границу, наблюдается только со шкалами Краткой версии опросника метакогнитивных убеждений.

Стоит отметить концептуальную близость шкал адаптируемого опросника и шкалы «Позитивные убеждения, касающихся беспокойства» (Краткая версия опросника метакогнитивных убеждений).

Пункты опросника шкалы «Позитивные убеждения, касающиеся беспокойства» («Волнение помогает мне избежать проблем в будущем», «Волнение помогает мне справляться с трудными жизненными ситуациями», «Волнение помогает мне решать проблемы» и др.) имеет сходство с пунктами шкалы «Стресс активизирует» («Испытывая стресс, я более активно учусь и развиваюсь», «Последствия стресса позитивны, и стресс нужно использовать себе на пользу») и отличие от пунктов шкалы «Стресс дезорганизует» («Последствия стресса негативны, поэтому его нужно избегать», «Стресс отрицательно влияет на качество и производительность моего труда»).

Имеются и различия в оцениваемых ими конструктах. Шкала «Позитивные убеждения, касающиеся беспокойства» направлена, скорее, на оценку ситуативного отношения к волнению, например, «Мне нужно беспокоиться, чтобы справляться с трудностями», в то время как шкалы SMM-G направлены на определение установок человека в отношении природы стресса. Таким образом, представление о том, что волнение может быть полезно для человека, может сопровождаться как позитивным представлением о природе стресса, так и негативным.

Полученный результат говорит в пользу того, что изучаемый нами конструкт является независимым и неизбыточным. Установка по отношению к стрессу действительно может иметь дополнительную объяснительную силу при изучении различий в условиях стрессового воздействия.

Различия по полу, возрасту, специализации обучения. Проверка наличия значимых различий между группами мужчин и женщин показала отсутствие значимых различий по шкале «Стресс активизирует». По шкале «Стресс дезорганизует» были обнаружены значимые различия, но маленький размер эффекта (d = 0,27, r = 0,13). Проверка наличия значимых различий между группами курсантов вуза МЧС России и студентов показала отсутствие значимых различий по шкале «Стресс дезорганизует». По шкале «Стресс активизирует» были обнаружены значимые различия, но маленький размер эффекта (d = –0,20, r = –0,10).

Обсуждение результатов и выводы

На этапе оценки конструктной дискриминантной валидности опросника осуществлялась проверка отсутствия связи опросника SMM-G с методиками, имеющими другое теоретическое основание. Хотя шкалы опросника SMM-G оказываются значимо связаны со смежными конструктами, большинство этих корреляций находится на уровне слабых или нижних границ умеренных связей. Результат говорит о том, что конструкт установки по отношению к стрессу является независимым и неизбыточным, может иметь объяснительную силу при изучении различий в условиях стрессового воздействия.

Было проведено сопоставление данных русскоязычной версии SMM-G с оригинальной версией опросника, а также с иноязычными версиями адаптаций.

В международных рецензируемых научных изданиях удалось обнаружить три адаптации опросника SMM-G: на японский (Iwamoto (Okubo), Takehashi, Taka, 2020), греческий (Karampas K. et al., 2020) и польский (Mierzejewska-Floreani, Banaszkiewicz, Gruszczyńska, 2022) языки.

Полное сравнение психометрических характеристик оригинальной версии опросника и других адаптаций представлено в табл. 4.

Таблица 4 / Table 4

Сравнение психометрических характеристик оригинальной версии опросника SMM-G и адаптаций на другие языки

Comparison of psychometric characteristics of the original version of the SMM-G questionnaire and adaptations into other languages

Поддерживая теоретические представления авторов оригинального опросника о наличии двух установок по отношению к стрессу, мы считаем релевантным использование двух факторов — «Стресс активизирует» и «Стресс дезорганизует». Сходным образом поступили и авторы грекоязычной и японоязычной адаптаций, которые использовали названия факторов «positive stress mindset / negative stress mindset» и «usefulness of stress / harmfulness of stress» соответственно. Принятое нами решение об изменении норм для шкалы «Стресс дезорганизует» помогает поддержать соответствие идее авторов оригинального исследования. Таким образом, высокому уровню воспринимаемой дезорганизации вследствие действия стресса соответствует результат 8—16 баллов, а низкому — 0—1 балл.

Сопоставление данных с оригинальной версией опросника и доступными адаптациями на другие языки позволило убедиться, что психометрические характеристики русскоязычной адаптации сопоставимы по качеству и удовлетворяют психометрическим требованиям к стандартизованной методике. Результат анализа позволяет говорить о русской версии опросника SMM-G как о качественном психологическом инструменте оценки соответствующего конструкта на выборке обучающихся в высших учебных заведениях.

На этапе стандартизации была проведена оценка наличия значимых различий между группами участников исследования. Несмотря на имеющиеся различия во внутренней структуре представлений мужчин и женщин, курсантов МЧС России и студентов, не было обнаружено значимых различий по общему баллу опросника SMM-G.

Поскольку факторный анализ подтвердил наличие двух факторов, было принято решение выделить нормы для шкалы «Стресс активизирует» и шкалы «Стресс дезорганизует». Нормализация осуществлялась путем перевода процентилей в станайны. Верхняя граница станайнов соответствует 4, 11, 23, 40, 60, 77, 89 и 96-му процентилям (Анастази, Урбина, 2009). Полученная конверсионная таблица значений норм представлена в Приложении.

Заключение

Психометрическая состоятельность русскоязычной версии SMM-G обоснована с помощью показателей внутренней и тест-ретестовой надежности, конструктной дискриминантной валидности, проведения эксплораторного и конфирматорного факторного анализа.

Основными ограничениями в работе с опросником SMM-G является однородная по возрасту студенческая выборка, что определяет дальнейшую необходимость в расширении выборки применения и получении данных на клинических группах. Также перспективой исследования является получение данных о внешней валидности русскоязычной версии методики.

1. Абабков, В.А. и др. (2016). Валидизация русскоязычной версии опросника «Шкала воспринимаемого стресса-10». Вестник Санкт-Петербургского университета, Психология, 2, 6—15. https://psyjournal.spbu.ru/article/view/3773 Ababkov, V.A. et al. (2016). Validation of the Russian version of the questionnaire «Scale of perceived stress—10». Bulletin of Saint Petersburg University, Psychology, 2, 6—15. (In Russ.). https://psyjournal.spbu.ru/article/view/3773
2. Анастази, А., Урбина, С. (2009). Психологическое тестирование. (7-е изд.). Cпб: Питер
   Anastasi, A., Urbina, S. (2009). Psychological testing. (7th ed.). Spb: Piter. (In Russ.)
3. Асмолов, А.Г. (2002). По ту сторону сознания: методологические проблемы неклассической психологии. М.: Смысл
   Asmolov, A.G. (2002). Beyond Consciousness: Methodological Problems of Non-Classical Psychology. Moscow: Smysl. (In Russ.)
4. Битюцкая, Е.В. (2013). Когнитивное оценивание трудной жизненной ситуации с позиций деятельностного подхода А.Н. Леонтьева. Вестник Московского университета, серия 14, Психология, 2, 40—56. URL: https://msupsyj.ru/articles/article/3285/?sphrase_id=60164 (дата обращения: 10.10.2024).
   Bityuckaya, E.V. (2013). Cognitive appraisal of the difficult life situation in A.N. Leontiev’s activity approach. Bulletin of Moscow University, Series 14, Psychology, 2, 40—56. (In Russ). URL: https://msupsyj.ru/articles/article/3285/?sphrase_id=60164 (viewed: 10.10.2024).
5. Гордеева, Т.О., Сычев, О.А., Осин, Е.Н. (2010). Разработка русскоязычной версии теста диспозиционного оптимизма (LOT). Психологическая диагностика, 2, 36—64. URL: https://publications.hse.ru/articles/67229673 (дата обращения: 10.10.2024).
    Gordeeva, T.O., Sychev, O.A., Osin, E.N. (2010). Development of the Russian-language version of the Life Orientation Test (LOT). Psychological Diagnostics, 2, 36—64. (In Russ.). URL: https://publications.hse.ru/articles/67229673 (viewed: 10.10.2024).
6. Корнилова, Т.В., Чумакова, М.А. (2014). Шкалы толерантности и интолерантности к неопределенности в модификации опросника С. Баднера. Экспериментальная психология, 7(1), 92—110. URL: https://psyjournals.ru/journals/exppsy/archive/2014_n1/68181 (дата обращения: 10.10.2024).
   Kornilova, T.V., Chumakova, М.A. (2014). Tolerance and intolerance of ambiguity in the modification of Budner's questionnaire. Experimental Psychology (Russia), 7(1), 92—110. (In Russ.). URL: https://psyjournals.ru/journals/exppsy/archive/2014_n1/68181 (viewed: 10.10.2024).
7. Лебедева, Н.А., Борисова, Е.Н. (2021). Взаимосвязь отношения к стрессу и результатов академических испытаний (на выборке абитуриентов МГУ им. Ломоносова). В: VII Международный съезд Ассоциации когнитивно-поведенческой психотерапии CBTFORUM: сборник научных статей, Санкт-Петербург, 21 мая 2021 года (с. 155—163). Санкт-Петербург: СИНЭЛ, EDN: QMFFNP.
   Lebedeva, N.A., Borisova, E.N. (2021). The relationship between stress mindsets and academic test results (based on a sample of applicants to Lomonosov Moscow State University)]. In: VII International Congress of the Association of Cognitive-Behavioural Psychotherapy CBTFORUM: collection of scientific articles (pp. 155—163). Sankt-Peterburg: SINEL, EDN: QMFFNP. (In Russ.).
8. Леонова, А.Б. (2016). Комплексные психологические технологии управления стрессом и оценка индивидуальной стресс-резистентности: опыт интеграции различных исследовательских парадигм. Вестник Московского университета, серия 14, Психология, 3, 63—72. https://doi.org/10.11621/vsp.2016.03.63
   Leonova, A.B. (2016). Complex psychological stress management techniques and assessment of individual stress-resistance: the experience of integrating different research paradigms. Bulletin of Moscow University, Series 14, Psychology, 3, 63—72. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/vsp.2016.03.63
9. Леонтьев, Д.А. (2007). Психология смысла: природа, строение и динамика смысловой реальности. М.: Смысл.
   Leontiev, D.A. (2007). Psychology of meaning: nature, structure and dynamics of semantic reality. Moscow: Smysl, (In Russ.).
10. Осин, Е.Н., Рассказова, Е.И. (2013). Краткая версия теста жизнестойкости: психометрические характеристики и применение в организационном контексте. Вестник Московского университета, серия 14, Психология, 2, 147—165. EDN: QCTPYN. http://msupsyj.ru/pdf/vestnik_2013_2/vestnik_2013-2_147-165.Pdf
    Osin, E.N., Rasskazova, E.I. (2013). Short version of the Hardiness Survey: psychometric characteristics and application in an organizational context. Bulletin of Moscow University, Series 14, Psychology, 2, 147—165. EDN: QCTPYN (In Russ.). http://msupsyj.ru/pdf/vestnik_2013_2/vestnik_2013-2_147-165.Pdf
11. Прохоров, А.О. (Ред.). (2004). Практикум по психологии состояний: Учебное пособие. СПб: Речь.
    Prokhorov A.O. (Ed.). (2004). A workshop on the psychology of states: textbook. St. Petersburg: Speech. (In Russ.)
12. Сирота, Н.А. и др. (2018). Апробация краткой версии опросника метакогнитивных убеждений на русскоязычной выборке. Психология. Журнал Высшей школы экономики, 15(2), 307—325. https://doi.org/10.17323/1813-8918-2018-2-307-325
    Sirota, N.A. et al. (2018). Approbation of the Short Version Questionnaire Metacognitive Belief in Russian-Speaking Population. The Psychology. Journal of Higher School of Economics, 15(2), 307—325. (In Russ.). https://doi.org/10.17323/1813-8918-2018-2-307-325
13. Blascovich, J., Tomaka, J. (1996). The biopsychosocial model of arousal regulation. Advances in experimental social psychology. Academic Press, 28, 1—51. https://doi.org/10.1016/S0065-2601(08)60235-X
14. Bollen K.A. (2014). Structural Equations with Latent Variables. New York: John Wiley & Sons. https://doi.org/10.1002/9781118619179
15. Crum, A.J., Jamieson, J.P., Akinola, M. (2020). Optimizing stress: An integrated intervention for regulating stress responses. Emotion, 20(1), 120—125. https://doi.org/10.1037/emo0000670
16. Crum, A.J., Salovey, P., Achor, S. (2013). Rethinking stress: The role of mindsets in determining the stress response. Journal of personality and social psychology, 104(4), 716—733. https://doi.org/10.1037/a0031201
17. Crum, A. J. et al. (2017). The role of stress mindset in shaping cognitive, emotional, and physiological responses to challenging and threatening stress. Anxiety, stress, & coping, 30(4), 379—395. https://doi.org/10.1080/10615806.2016.1275585
18. Dweck, C.S. (2008). Can personality be changed? The role of beliefs in personality and change. Current directions in psychological science, 17(6), 391—394. https://doi.org/10.1111/j.1467-8721.2008.00612.x
19. Dweck, C.S., Chiu C., Hong Y. (1995). Implicit theories and their role in judgments and reactions: A word from two perspectives. Psychological inquiry, 6(4), 267—285. https://doi.org/10.1207/s15327965pli0604_1
20. Huebschmann, N.A., Sheets, E.S. (2020). The right mindset: stress mindset moderates the association between perceived stress and depressive symptoms. Anxiety, Stress, & Coping, 33(3), 248—255. https://doi.org/10.1080/10615806.2020.1736900
21. Iwamoto (Okubo), K., Takehashi, H., Taka, F. (2020). Reliability and validity of a Japanese translation of the Stress Mindset Measure (SMM-J). The Japanese Journal of Psychology, 90(6), 592—602. https://doi.org/10.4992/jjpsy.90.18229
22. Jamieson, J. P. et al. (2018). Optimizing stress responses with reappraisal and mindset interventions: An integrated model. Anxiety, Stress, & Coping, 31(3), 245—261. https://doi.org/10.1080/10615806.2018.1442615
23. Jenkins, A., Weeks, M.S., Hard, B.M. (2021). General and specific stress mindsets: Links with college student health and academic performance. PloS ONE, 16(9), e0256351. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0256351
24. Karampas, K. et al. (2020). Psychometric properties of the Stress Mindset Measure (SMM) in a Greek sample. Psychology, 11(8), 1185—1199. https://doi.org/10.4236/psych.2020.118079
25. Keech, J.J. et al. (2020). The association between stress mindset and physical and psychological wellbeing: Testing a stress beliefs model in police officers. Psychology & Health, 35(11), 1306—1325. https://doi.org/10.1080/08870446.2020.1743841
26. Keech, J.J. et al. (2018). The influence of university students’ stress mindsets on health and performance outcomes. Annals of Behavioral Medicine, 52(12), 1046—1059. https://doi.org/10.1093/abm/kay008
27. Lazarus, R.S., Speisman, J.C., Mordkoff, A.M. (1963). The relationship between autonomic indicators of psychological stress: Heart rate and skin conductance. Psychosomatic medicine, 25(1), 19—30. https://doi.org/10.1097/00006842-196301000-00004
28. Mierzejewska-Floreani, D., Banaszkiewicz, M., Gruszczyńska, E. (2022). Psychometric properties of the Stress Mindset Measure in the Polish population. Plos ONE, 17(3): e0264853. https://doi.org/10.1371/journal.pone.0264853
29. Seery, M.D. (2013). The biopsychosocial model of challenge and threat: Using the heart to measure the mind. Social and Personality Psychology Compass, 7(9), 637—653. https://doi.org/10.1111/spc3.12052