Суицидальность и чувство авторства собственной жизни: опросник М. Линехан «Причины для жизни»

557

Аннотация

Авторами отмечается, что чувство авторства собственной жизни, или субъектность, — важное понятие в психологии личности, однако этот феномен мало исследуется в суицидологии. При адаптации опросника М. Линехан «Причины для жизни» предложено рассмотреть эту методику через призму данного конструкта. В исследовании участвовали 490 студентов (341 женщина, возраст — 17-28 лет (19.3±1.2)) и 146 суицидальных пациентов (105 женщин, возраст — 16-48 лет (23.1±5.9)). Структура русскоязычной версии опросника изучалась с помощью модели современной теории тестирования, которая показала, что все утверждения инструмента имеют приемлемое согласие с моделью. Однако были исключены три пункта опросника как не удовлетворяющие критерию измерительной инвариативности. Разброс показателей надежности составил от .74 до .93 по α Кронбаха и от .73 до .92 по IRT-надежности. Анализ конструктной валидности показал, что наиболее благоприятными факторами являются шкалы «убежденность в совладании и выживании» и «забота о детях», которые в наибольшей степени отвечают критериям внутренней мотивации и регуляции, а фактор «страх суицида» не проявил себя как защитный фактор, поскольку положительно коррелировал с факторами негативного самоотношения. Факторы «ответственность перед семьей», «моральные запреты» можно отнести к внутренней мотивации, а «страх социального осуждения» — к внешней. Таким образом, опросник «Причины для жизни» прошел успешную адаптацию и может использоваться в исследовательских задачах и в клинической практике, косвенно позволяет оценить чувство авторства респондента.

Общая информация

Ключевые слова: суицид, причины для жизни, авторство, субъектность, самодетерминация

Рубрика издания: Клиническая и специальная психология

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/pse.2022270306

Получена: 28.02.2022

Принята в печать:

Для цитаты: Чистопольская К.А., Колачев Н.И., Ениколопов С.Н., Николаев Е.Л., Дровосеков С.Э. Суицидальность и чувство авторства собственной жизни: опросник М. Линехан «Причины для жизни» // Психологическая наука и образование. 2022. Том 27. № 3. С. 65–88. DOI: 10.17759/pse.2022270306

Подкаст

Полный текст

Введение

В суицидологии наблюдается некоторое расхождение в понимании авторства, или субъектности (agency), суицидального поведения. С одной стороны, специалисты утверждают, что суицид — это всегда целенаправленный поступок [53], с другой стороны, причины суицидального поступка ищутся в социальных и психологических предиспозициях, которые влияют на волеизъявление суицидента и в этом смысле лишают его авторства. Однако авторство собственной жизни можно определить не только через такие качества, как целенаправленность, подконтрольность, ответственность, возможность выбора, но и как ценностное переживание, ощущение, что человек способен действовать из собственных побуждений, а не из необходимости, что своими действиями он укрепляет свое благополучие и выстраивает отношения с окружающими [6; 23].

Крупное качественное исследование чувства авторства и чувства суицидальности (нарративные интервью 124 участников) показало, что суицидальные люди испытывают потерю связности чувства «Я», прерывание взаимодействия между «Я» и миром, истощение душевных ресурсов и нарушение чувства воплощенности [25]. Все это приводит к нарушению переживания себя как агента, автора собственных действий, и этот элемент отчуждения с оттенком дереализации/деперсонализации заметен в большинстве приведенных интервью.

Чувству авторства собственной жизни и субъектности также близко понятие самодетерминации [6]. По определению Ричарда Райана и Эдварда Деси, самодетерминация — это «одобрение своих действий на высшем уровне рефлексии», а самодетерминированный человек чувствует себя свободным делать то, что ему интересно, важно, что вдохновляет [33; 60]. Исследование самодетерминации у молодых людей показало, что эта переменная действует как модератор, ослабляя связь негативных жизненных событий, чувства безнадежности и суицидальных мыслей, и является защитным фактором от суицидальных тенденций [30]. Также было высказано предположение, что самоповреждающее поведение может рассматриваться как упражнение самоконтроля, компенсирующее неудовлетворенные базовые психологические потребности (определенные в рамках теории самодетерминации как потребности в автономии, близости и компетентности); было показано, что подросткам, практикующим самоповреждения, свойственны сниженные показатели по шкалам, оценивающим удовлетворенность данных потребностей [34]. Более того, исследование в рамках теории самодетерминации и межличностной психологической теории суицидального поведения [44; 45; 59] обнаружило, что нарушенная потребность в автономии опосредованно, через переживание нарушенной принадлежности (которой отчасти соответствует нарушенная потребность в близости) и воспринимаемой обременительности (за которой стоит потребность в компетентности), связана с суицидальными мыслями [39].

Современные терапевтические модели суицидального поведения [4; 42; 43; 53] стремятся учитывать потребность в автономии суицидального пациента/клиента, так как считают ее основополагающим фактором положительного исхода психотерапии. Кроме того, рекомендуется использовать элементы мотивационного интервью в беседе с острыми суицидальными пациентами, чтобы повысить у них чувство автономии и ощущение подконтрольности лечебной ситуации [28]. В частности, мотивационным интервью предлагается дополнять когнитивно-поведенческую терапию суицидальных пациентов [27]. Задачей нарративных бесед является именно постепенный выход в предпочитаемое направление жизни, которое задает аутентичность и порождает у человека чувство авторства собственной жизни [12].

Обобщение терапевтических и теоретических подходов к суицидальному поведению позволило рассмотреть суицидальное состояние как потерю контроля в результате конфликта между целями высшего уровня, которые берут начало в причинах для жизни и смерти, и итогом конфликта может стать утрата человеком четкого осознания этих причин [51]. Утрата осознания и контроля может оказаться тем фактором, который отличает людей, задумывающихся о суициде, от тех, кто в итоге совершает суицидальные действия. Задача психотерапии, по мнению авторов, — вернуть человеку осознание своих жизненных мотивов и понимание важности его личных причин для жизни.

Схожего взгляда придерживаются и другие авторы, исследовавшие людей с суицидальным опытом и сфокусировавшиеся на вопросе, что помогает переживать суицидальные состояния и жить хорошей жизнью [61]. Исследователи, задействовав нарративные интервью, выяснили, что для респондентов были актуальны две темы: проживания суицидального опыта и собственно жизнь с ним («динамические отношения со своей суицидальностью»), а также некий набор инструментов («инструментарий»), помогающий им в этом. В целом истории рассказчиков можно охарактеризовать как описание тем борьбы за жизнь, обретения смыслов, ценностей и надежды. Авторы вписывают эти истории в рамки теории посттравматического роста [65], сравнивая процесс с «работой горя». Однако, на наш взгляд, их также можно концептуализировать в рамках теории самодетерминации и обретения подлинной внутренней мотивации к жизни.

Исследования М. Линехан, посвященные причинам для жизни, и ее одноименный опросник, составленный из обоснований, почему люди решают жить дальше, несмотря на трудные условия жизни и/или мысли о смерти [50], также косвенно улавливают чувство авторства собственной жизни. Всего факторным анализом были выделены шесть шкал, касающихся убеждений о разных сферах жизни (собственные и социальные убеждения, важность семьи, детей, значимость социального окружения), которые потенциально можно расположить на континууме регуляции поведения. Первая, ведущая шкала была названа «убежденность в выживании и совладании» и включала позитивные ожидания от будущего и убежденность в своей способности справиться с любыми трудностями, а также убеждения о том, что жизнь имеет особую ценность. Именно эта шкала лучше всего отличала людей суицидальных от несуицидальных. В другом исследовании [64] эта шкала предсказывала суицидальность пациентов лучше, чем безнадежность, депрессия и негативные жизненные события. Авторы описывают убеждения, отраженные в шкале, как «представления о собственной эффективности, самоценности жизни и неизбежности временных изменений» [64, с. 371]. Отчасти это перекликается с переживанием авторства собственной жизни. В другом исследовании с помощью экологического моментального оценивания на протяжении 21 дня респонденты отвечали на 6 вопросов из опросника «Причины для жизни» (факторы «убежденность в выживании и совладании» и «ответственность перед семьей») [67]. Авторы обнаружили негативную связь между оценками причин для жизни и суицидальной идеацией на другой день, но личностная черта «открытость опыту» сглаживала эту связь вследствие большего разброса оценок. Последний факт исследователи объясняют тем, что не все процессы, которые протекают при формировании причин для жизни, являются антисуицидальными, однако результат можно интерпретировать иначе: открытость опыту позволяет находить новые причины для жизни, однако это не значит, что все они пройдут полный путь интериоризации и станут внутренними, интегрированными в личность, что человек «присвоит» их себе, и они останутся актуальными на другой день, сглаживая остроту суицидальных мыслей.

Позднее опросник модифицировали для подростков и сокращали [41; 55; 57], но полная версия для взрослых представляется наиболее ценной для исследования суицидальности личности вследствие аутентичности формулировок (они были придуманы респондентами, а не исследователями) и охвата различных причин для жизни. Она и была выбрана для адаптации на русскоязычной выборке.

Исследование

Цель и гипотеза

Целью данного исследования стала адаптация опросника «Причины для жизни» [50] на российской выборке. Запрос на эту методику существует [9], попытки адаптации разных версий опросника уже были [5; 7], однако они пока оказались неудовлетворительными. Результаты адаптации краткой версии опросника были опубликованы недавно [3]. Предварительная адаптация данной полной русскоязычной версии опросника «Причины для жизни» задействовала эксплораторный факторный анализ [2; 13]; кроме того, было проведено исследование на клинической выборке пациентов с непсихотическими психическими расстройствами, с суицидальными мыслями и попытками в анамнезе и без таковых [10], однако в нем тоже был задействован ЭФА и не проводилось сравнение суицидальных и несуицидальных пациентов, то есть не проверялась его критериальная валидность. Нами была поставлена задача подробно исследовать психометрические свойства методики.

Также была выдвинута post hoc гипотеза, что шкалы опросника можно расположить на континууме регуляции деятельности, от внешней, экстернальной, до интегрированной, внутренней мотивации, с различным уровнем самодетерминации и психологической эффективности.

Теория самодетерминации описывает четыре типа регуляции поведения, которые различны по уровню самодетерминации и представляют собой континуум, постепенный переход от внешней мотивации к внутренней посредством интернализации: экстернальная регуляция, интроецированная регуляция, идентифицированная регуляция и интегрированная регуляция [8]. Человек с интегрированной регуляцией действует в согласии со своими базовыми ценностями и мотивами; человек с экстернальной регуляцией действует ради награды или избегания наказаний, потому что чувствует себя вынужденным совершать определенные поступки. Интроецированная регуляция соответствует умеренно контролируемому характеру мотивации, когда человек действует скорее из чувства стыда и вины или принципа успешности/поддержания самооценки. Идентифицированная регуляция соответствует автономной мотивации, однако зачастую деятельность не является для человека приятной: он действует преимущественно из чувства долга, которое, хотя и отражает его цели и ценности, не приносит ему радости, удовольствия.

Было сделано предположение, что такие шкалы методики, как «убежденность в выживании и совладании», «забота о детях», «ответственность перед семьей», в большей степени будут соответствовать мотивам автономии, компетентности и близости, что проявится в более высоких и устойчивых корреляциях с методиками, измеряющими разные стороны психологического благополучия, а шкалы «страх суицида», «страх социального осуждения», «моральные запреты» скорее будут отражать внешнюю мотивацию к жизни, нести в себе элементы принуждения, что отразится в связях со шкалами, измеряющими психологическое неблагополучие.

Выборка

Выборка состояла из студентов московского технического (n=155), чебоксарского гуманитарного и медицинского (n=221) и кировского гуманитарного вузов (n=122). Общая выборка (N=498) включала 342 женщины и 155 мужчин (1 участник не указал пол и возраст). Возраст участников варьировал от 17 до 28 лет (М=19,3±1,2). Исследование было добровольным, участники заполняли бумажную версию опросников. Их заполняли в свободное время (Киров) либо давали на семинарских занятиях по желанию (Москва, Чебоксары). Однако мы исключили из окончательной обработки протоколы 8 участников, по каким-то причинам не заполнивших шкалу «Причины для жизни». В итоге у нас осталось 490 участников, 341 женщина и 148 мужчин (у одного участника пол не определен).

Кроме того, в исследовании участвовали 146 пациентов кризисного суицидологического стационара, у которых наблюдались суицидальные мысли или попытки суицида. Исследование было добровольным. Оно являлось частью диагностического процесса и психологического консультирования при лечении, однако пациенты могли отказаться, 6 человек это сделали — они не вошли в окончательную выборку. Пациентам давалась обратная связь о результатах обследования. Были опрошены 105 женщин (72%) и 41 мужчина, возраст — от 16 до 48 лет (средний возраст — 23,1±5,9). 59 пациентов не практиковали несуицидальные самоповреждения, у 87 такой опыт был. Попытки суицида совершали 73 человека (50%).

Методики

Основной методикой стал опросник «Причины для жизни» [50]. Был сделан прямой (на русский язык) и обратный (на английский, переводчиком-билингвом) перевод методики, затем оригинал и английский перевод сравнили и внесли окончательную правку в русскую версию. Методика представляет собой форму самоотчета, состоящую из мотивировок, почему человек не готов совершить самоубийство, даже если задумывается о нем. Состоит из 48 утверждений, оцениваемых по 6-балльной шкале ликертовского типа, включает 6 шкал:

  • «Убежденность в выживании и совладании» (24 утверждения, например: «Я люблю жизнь») — убежденность в способности респондента справиться с любыми трудностями и в ценности жизни как таковой.
  • «Ответственность перед семьей» (7 утверждений, например: «Я ощущаю ответственность и обязательства перед своей семьей») — убежденность в том, что семья респондента нуждается в нем.
  • «Забота о детях» (3 утверждения, например: «Я хочу увидеть, как растут мои дети») — шкала отражает желание респондента иметь детей и заботиться о них.
  • «Страх суицида» (7 утверждений, например: «Я боюсь смерти») — шкала отражает страх респондента перед суицидальными действиями и смертью.
  • «Страх общественного осуждения» (3 утверждения, например: «Другие люди решат, что я слаб(а) и себялюбив(а)») — страх показаться в невыгодном свете перед окружающими.

«Моральные запреты» (4 утверждения, например: «Мои религиозные убеждения это запрещают») — шкала отражает запреты преимущественно религиозного характера и страх религиозных последствий.

Способы для проверки конструктной валидности частично различались в разных подвыборках, поскольку мы варьировали их при исследовании разного инструментария для изучения самоповреждающего поведения.

  1. Шкала «Сочувствие к себе» (адаптация [18]) [54; 66]. Состоит из 26 пунктов, оценивающихся по шкале ликертовского типа от 1 (почти никогда) до 5 (почти всегда), из 6 субшкал: «доброта к себе», «самокритика», «общность с человечеством», «самоизоляция», «внимательность», «чрезмерная идентификация». Заполнялась всеми участниками исследования.
  2. Опросник временной перспективы Ф. Зимбардо (адаптация [11]) [62; 69]. Имеет пять шкал: позитивного прошлого, негативного прошлого, гедонистического настоящего, фаталистического настоящего, будущего. Утверждения оцениваются по шкале ликертовского типа от 1 (совершенно неверно) до 5 (совершенно верно). Опросник заполнялся всеми участниками нормативной выборки, клиническая выборка заполняла только шкалы «позитивное прошлое» и «негативное прошлое».
  3. Многомерная шкала воспринимаемой социальной поддержки Г. Зимета (адаптация [17]) [47; 70]. Шкала содержит 12 утверждений и оценивает восприятие наличия и эффективности социальной поддержки по 3 шкалам: поддержка семьи, друзей, значимого близкого. Пункты оцениваются по шкале ликертовского типа от 1 (совершенно не согласен) до 7 (полностью согласен). Опросник заполнялся всеми участниками.
  4. Краткая версия «Переработанного опросника — Опыт близких отношений» (адаптация [16; 19]) [37]. Опросник состоит из 14 утверждений, 2 шкал: тревожность и избегание, оценивает преобладание данных переживаний в близких отношениях (с любимым человеком или близким другом), пункты оцениваются по шкале ликертовского типа от 1 (совершенно неверно) до 7 (совершенно верно). Методика не использовалась в московской нормативной выборке.
  5. «Почти совершенная шкала» Р. Слейни (адаптация [22]) [63], короткий вариант. Состоит из 36 пунктов и 2 шкал: адаптивный и дезадаптивный перфекционизм; пункты оцениваются по шкале ликертовского типа от -3 (совершенно неверно) до 3 (совершенно верно) и затем перекодируются от 1 до 7. Методика не использовалась в чебоксарской выборке.
  6. Шкала «Будущее Я» (адаптация [15], модифицированная методика [35]) состоит из 4 пунктов с 3 подпунктами каждый (как я вижу себя спустя неделю, месяц, год), оцениваемых по шкале ликертовского типа от 1 до 9, ответы делятся на 3 шкалы: способность представлять свое краткосрочное будущее (неделя и месяц), долгосрочное будущее (год) и склонность думать о будущем в целом (что будет через неделю, месяц и год). Шкала заполнялась всеми участниками.
  7. Шкала безнадежности А. Бека (адаптация [1]) [24] состоит из 20 утверждений, которые отражают отношение респондентов к своему будущему, формирующееся на основе их настоящего и прошлого опыта. Возможны ответы «нет»; «скорее нет, чем да»; «скорее да, чем нет»; «да», которые затем переводятся в 4-балльную шкалу ликертовского типа. Не заполнялась респондентами московского вуза.
  8. Шкала душевной боли (адаптация [13]) [40] разработана на основе концепции душевной боли Э. Шнейдмана [21; 46]. Опросник содержит 13 утверждений, 9 оценивают наличие и свойства душевной боли, а 4 — ее интенсивность. Оценивание происходит по 5-балльной шкале ликертовского типа: чем выше балл, тем сильнее душевная боль. Не заполнялась респондентами московского вуза.

Статистический анализ

Для изучения структуры инструмента были использованы два метода: конфирматорный факторный анализ и одна из широко используемых IRT-моделей — Partial Credit Model [52]. Изначально модель была разработана для одномерных инструментов, однако в настоящее время успешно используется при анализе многомерных тестовых методик. Особенностью этой модели является допущение о том, что каждый пункт шкалы имеет собственную рейтинговую шкалу, причем расстояние между ответными категориями для каждого утверждения разное. Для нашего случая это важно, поскольку не во всех утверждениях 6-балльная шкала ответа сработала качественно, некоторые категории ответа выбирали менее 5% респондентов. В Partial Credit Model дискриминативность (показатель связи между пунктом шкалы и латентным фактором) принимается за 1 для всех утверждений и не оценивается. В качестве метода оценки параметров выступил Монте-Карло EM-алгоритм, который является одним из оптимальных при моделировании более трех факторов [31].

Согласие утверждений с моделью оценивалось с помощью взвешенной (INFIT) и невзвешенной (OUTFIT) статистик согласия. Обе статистики характеризуют отклонения наблюдаемого балла по утверждению (пункту шкалы) от его математического ожидания [68]. Математическое ожидание значений статистик согласия равно 1. Если данные не согласуются в достаточной мере с моделью измерения, то наблюдаемые значения статистик будут отличаться от 1. Для психологических методик значения статистик являются приемлемыми, если они попадают в интервал [.60; 1.40], хотя наиболее проблемными являются утверждения, которые превышают правую границу интервала [68].

Для того чтобы изучить различительные свойства инструмента (или, по-другому, критериальную валидность результатов тестирования), были сравнены средние значения по шкалам в двух группах — нормативной и клинической. Прежде чем сравнивать средние значения, мы провели анализ на измерительную инвариантность в этих группах. В рамках IRT-моделей измерительная инвариантность изучается через анализ различного функционирования заданий (утверждений), или differential item functioning (DIF). Согласно выработанным критериям, чтобы говорить о справедливом функционировании задания, разница в трудности между группами не должна превышать .64 логита и t-тест Уэлша не должен быть значим на уровне α=.05 [27]. Изучение измерительной инвариантности проходило в рамках одномерной Partial Credit модели (то есть для каждого фактора методики отдельно), поскольку в клинической выборке не так много наблюдений, для того чтобы тестировать инвариантность многомерной модели.

Надежность измерений исследовалась с помощью показателя α Кронбаха и IRT-надежности, которая показывает долю истинной дисперсии латентной характеристики в дисперсии наблюдаемых баллов. В свою очередь истинная дисперсия определяется как разница между наблюдаемой дисперсией оценок и средним значением квадрата стандартных ошибок наблюдаемых оценок [32].

Многомерный статистический анализ был проведен в среде R [58] с применением пакета «mirt» [31]. Одномерное моделирование проходило в программе «Winsteps» [49].

Конвергентная валидность изучалась с помощью интеркорреляций шкал методики «Причины для жизни» и корреляций с другими шкалами опросников психологического (не)благополучия методом Пирсона. Гендерные и межгрупповые различия рассчитывались t-критерием Стьюдента. Эти два типа анализа выполнены в Jamovi 1.6.23.

Результаты

Структура опросника

На нормативной выборке были проверены три модели с использованием конфирматорного факторного анализа (табл. 1). В качестве метода оценки параметров выступил метод взвешенных наименьших квадратов с использованием матрицы полихорических корреляций (WLSMV), поскольку индикаторы факторов выражены в порядковой шкале [48]. Для этого метода оценки параметров не существует статистик сравнения моделей, поэтому мы опирались на сравнение статистик согласия.

В предыдущей работе эксплораторный факторный анализ позволил предположить, что данной методике на русскоязычной выборке лучше подходят 3 фактора [13], это соответствовало первой модели. Во-вторых, некоторые респонденты высказывали мнение, что им еще рано думать о детях, и было решено попробовать 5-факторное решение, без шкалы «забота о детях». Видно, что модель с 3 факторами хуже подходит данным, чем 5— и 6-факторное решение. Две последние модели имеют близкие значения статистик согласия, однако модель с 6 факторами демонстрирует чуть лучшее согласие с данными.

Далее мы обратились к IRT-модели. В табл. 2 представлены статистики согласия утверждений с моделью до исключения утверждений. Все утверждения имеют приемлемое согласие с моделью.

Измерительная инвариативность

По результатам DIF-анализа выяснилось, что все пункты таких шкал, как «моральные запреты», «ответственность перед семьей», «забота о детях» и «страх социального осуждения», демонстрируют измерительную инвариантность относительно двух групп — нормативной и клинической. В шкале «страх суицида» утверждение № 18 («Я боюсь, что мой способ самоубийства не сработает») продемонстрировало DIF, то есть респондентам нормативной выборки было намного труднее согласиться с этим утверждением, чем клинической выборке. После исключения этого утверждения оставшиеся пункты шкалы продемонстрировали одинаковое функционирование в двух группах. В шкале «убежденность в выживании и совладании» утверждения № 8 и № 37 («Я не верю, будто все может стать настолько плохо или безнадежно, что я предпочел(-ла) бы умереть» и «Я счастлив(-а) и доволен(-льна) жизнью») продемонстрировали DIF: респондентам клинической выборки было намного труднее согласиться с этими утверждениями, чем нормативной выборке. После исключения этих утверждений оставшиеся пункты шкалы продемонстрировали одинаковое функционирование в двух группах.

По результатам DIF-анализа были исключены пункты № 8, 18 и 37 и пересчитана многофакторная модель. В табл. 2 (последние два столбца) представлены статистики согласия с моделью после удаления утверждений. Оставшиеся пункты демонстрируют приемлемое согласие с моделью.

Критериальная валидность

В табл. 3 представлены различия в средних по двум группам. Заметно, что у клинической выборки показатели причин для жизни ниже (различия в средних значимы на уровне р=.001), чем у нормативной выборки, кроме фактора «страх суицида» — по этому показателю результаты статистически значимо не различаются, в отличие от результатов оригинального исследования, в котором показатель «страх суицида» значимо выше в клинической выборке [50].

Таблица 1

Модели конфирматорного факторного анализа для методики «Причины для жизни»

 

Модель

χ2

RMSEA

[90% CI]

CFI

TLI

WRMR

3 фактора

5172.633**

.088

[.086; .090]

.815

.806

2.382

5 факторов

4118.073**

.083

[.081; .086]

.843

.834

2.176

6 факторов

4441.808**

.080

[.078; .083]

.847

.838

2.137

Примечания. RMSEA — root mean square error of approximation (квадратичная усредненная ошибка аппроксимации); 90% CI — 90% confidence interval for RMSEA (90% доверительный интервал для RMSEA); CFI — comparative fit index (сравнительный критерий согласия); TLI — Tucker-Lewis index (критерий Такера-Льюиса); WRMR — weighted root mean square residual (взвешенный корень квадратов остатков); ** p<.01.

Таблица 2

Статистики согласия утверждений с моделью 1 (полной)
и моделью 2 (после удаления утверждений 8, 18 и 37)

 

Утверждение, №

OUTFIT1

INFIT1

OUTFIT2

INFIT2

1

.79

1.00

.60

.65

2

.96

.99

.91

.89

3

.93

.93

.87

.84

4

.87

.93

.73

.75

5

.61

.66

.61

.70

6

.94

.94

.93

.97

7

.96

.96

1.30

1.17

8

1.03

.97

-

-

9

.84

.89

.72

.77

10

1.23

.97

1.64

1.11

11

.61

.97

.38

.52

12

1.09

.98

.78

.78

13

.93

1.00

.78

.79

14

1.04

.96

.99

.88

15

.88

.89

.82

.85

16

.63

.82

.58

.63

17

1.14

1.00

1.61

1.26

18

.82

.89

-

-

19

1.08

1.02

.95

.89

20

.80

.98

.58

.65

21

.48

.76

.36

.44

22

.94

.04

.72

.73

23

.49

.57

.66

.77

24

.86

.94

.65

.70

25

1.05

.98

1.51

1.38

26

.69

.77

.65

.69

27

1.00

1.00

.39

.49

28

.61

.87

.41

.58

29

1.09

1.03

1.10

1.05

30

.86

.96

.66

.72

31

.70

.80

.54

.60

32

.99

.98

.80

.76

33

.92

.90

1.01

.87

34

.79

.83

.88

1.07

35

.96

.99

.69

.69

36

1.25

.99

1.58

1.24

37

.87

.96

-

-

38

.78

.82

.73

.75

39

1.09

.99

1.91

1.43

40

1.24

1.00

1.11

.89

41

.60

.67

.46

.52

42

1.04

.97

1.09

1.07

43

.56

.66

.43

.50

44

1.14

1.04

.91

.81

45

1.21

1.01

1.38

1.10

46

.75

.81

.69

.74

47

.97

1.01

.76

.83

48

.97

.97

.92

.98

Таблица 3

Различия в средних двух выборок (клинической и нормативной)

 

Шкала

Клиническая выборка

(n=146)

M1 (SD1)

Нормативная выборка

(n=490)

M2 (SD2)

t(634)

d Коэна

Убежденность в выживании и совладании

3.23 (1.10)

4.89(.85)

-19.33

1.82

Ответственность перед семьей

4.04 (1.48)

4.61 (1.10)

-5.06

.48

Моральные запреты

1.87 (1.34)

3.17 (1.54)

-9.18

.87

Страх суицида

3.10 (1.13)

2.96 (1.13)

1.37

.13

Страх социального осуждения

2.47 (1.56)

3.18 (1.52)

-4.89

.46

Забота о детях

2.77 (1.87)

4.70 (1.50)

-12.99

1.23

Таблица 4

Интеркорреляции шкал инструмента в нормативной и клинической выборках
и показатели надежности шкал инструмента

 

Шкала

1

2

3

4

5

6

1. Убежденность в выживании и совладании

.93 (.91)

         

2. Ответственность перед семьей

.50***

(.31***)

.82 (.80)

       

3. Моральные запреты

.39***

(.44***)

.42***

(.27***)

.83 (.87)

     

4. Страх суицида

.13**

(.20*)

.29***

(.07)

.51***

(.27***)

.73 (.77)

   

5. Страх социального осуждения

.25***

(.34***)

.33***

(.42***)

.48***

(.53***)

.50***

(.36***)

.79

(.74)

 

6. Забота о детях

.55***

(.46***)

.60***

(.35***)

.51***

(.42***)

.28***

(.13)

.32***

(.43***)

.79 (.78)

Примечание. Корреляции рассчитаны методом Пирсона, в скобках и курсивом приведены корреляции на клинической выборке; * p<.05; ** p<.01; ***p<.001.

Таблица 5

Анализ гендерных различий по шкалам методики «Причины для жизни»
на нормативной выборке

 

Шкала

Женщины (n=341)

М1 (SD1)

Мужчины

(n=148)

M2 (SD2)

t(487)

d Коэна

Убежденность в выживании и совладании

4.94 (.82)

4.78 (.92)

1.932

.18

Ответственность перед семьей

4.72 (1.10)

4.36 (1.05)

3.318

.34

Моральные запреты

3.36 (1.56)

2.75 (1.42)

4.099

.41

Страх суицида

3.05 (1.11)

2.73 (1.14)

2.876

.28

Страх социального осуждения

3.27 (1.56)

2.96 (1.40)

2.195

.21

Забота о детях

4.90 (1.37)

4.25 (1.63)

4.258

.43

Таблица 6

Корреляции шкал методики «Причины для жизни» с методиками, измеряющими психологическое (не)благополучие в нормативной и клинической (в скобках) выборках

 

Шкала

Убежденность в выживании и совладании

Ответственность перед семьей

Моральные запреты

Страх
суицида

Страх социального осуждения

Забота о детях

Мн (SDн)

Мк (SDк)

Опросник временной перспективы Ф. Зимбардо (nнорма=490)

Негативное прошлое

-.35***

(-.07)

-.05

(-.01)

-.05

(.04)

.15***

(.25**)

.08

(.02)

-.11*

(-.06)

2.83(.76)

3.64(.65)

Гедонистическое настоящее

.06

.07

-.02

-.01

.04

.08

3.36(.53)

Будущее

.35***

.25***

.19***

.07

.08

.26***

3.66(.55)

Позитивное прошлое

.32***

(.41***)

.43***

(.37***)

.38***

(.30***)

.19***

(.08)

.18***

(.26**)

.44***

(.35***)

3.65(.69)

2.95(.83)

Фаталистическое настоящее

-.24***

.03

.16***

.21***

.18***

.05

2.55(.66)

Шкала «Будущее Я» (nнорма=490)

Краткосрочное будущее

.22***

(.18*)

.11*

(-.03)

-.04

(> -.01))

.03

(.10)

> -.01

(-.15)

.13**

(.02)

7.15(1.61)

5.70(1.89)

Долгосрочное будущее

.26***

(.44***)

.11*

(.12)

.05

(.30***)

.08

(.09)

.08

(.19*)

.15***

(.37***)

6.02(1.85)

4.50(2.03)

Мысли о будущем

.12**

(.37***)

.11*

(.26**)

.23***

(.34***)

.15**

(.08)

.17***

(.33***)

.17***

(.34***)

5.60(2.22)

5.07(2.53)

Шкала «Сочувствие к себе» К. Нефф (nнорма=490)

Доброта к себе

.18***

(.28***)

.05

(.06)

.01

(-.01)

.01

(.02)

.01

(.01)

.13**

(.22**)

2.70(.81)

2.05(.78)

Самокритика

-.07

(-.10)

-.02

(.31***)

-.12**

(.07)

-.06

(.14)

-.06

(.19*)

-.09*

(-.01)

2.94(.83)

3.97(.73)

Общность с человечеством

.22***

(.31***)

.08

(.15)

.03

(.10)

-.03

(.05)

.01

(.10)

.07

(.18*)

2.80(.78)

2.25(.76)

Самоизоляция

-.25***

(-.15)

-.03

(.03)

-.10*

(.04)

.15**

(.32***)

.02

(.12)

-.12*

(-.12)

2.74(1.01)

3.90(.80)

Внимательность

.20***

(.16)

-.08

(.02)

-.11*

(.04)

-.17***

(-.08)

-.16***

(.02)

-.02

(.25**)

3.17(.81)

2.62(.83)

Чрезмерная идентификация

-.22***

(.08)

.04

(.21*)

-.12**

(.11)

.06

(.33***)

-.01

(.21*)

-.09*

(.11)

3.17(.96)

4.28(.69)

Сочувствие к себе (общий балл)

.31***

(.26**)

.02

(-.09)

.09

(-.02)

-.09

(-.20*)

-.02

(-.10)

.14**

(.18*)

2.96(.52)

2.12(.48)

«Почти совершенная шкала» Р. Слейни (nнорма=269)

Дезадаптивный перфекционизм

-.34***

(-.29***)

-.09

(.13)

-.10

(.03)

.15*

(.16)

.08

(.10)

-.13*

(-.16)

4.04(1.15)

5.42(.97)

Адаптивный перфекционизм

.29***

(.13)

.11

(.31***)

.15**

(.32***)

-.02

(.05)

.11

(.29***)

.19**

(.40***)

5.15(.94)

4.79(1.20)

Многомерная шкала воспринимаемой социальной поддержки Г. Зимета (nнорма=490)

Поддержка семьи

.40***

(.27**)

.53***

(.53***)

.32***

(.17*)

.14**

(.07)

.14**

(.19*)

.43***

(.28***)

5.47(1.45)

4.08(1.73)

Поддержка друзей

.30***

(.01)

.22***

(-.07)

.11**

(-.14)

> -.01

(-.14)

-.03

(-.08)

.23***

(-.05)

5.22(1.50)

4.20(2.11)

Поддержка значимого близкого

.37***

(.14)

.31***

(.17*)

.19**

(-.14)

.05

(.08)

.06

(.11)

.33***

(.08)

5.35(1.54)

4.79(1.79)

«Опыт близких отношений» (nнорма=343)

Тревожность в привязанности

-.28***

(-.01)

-.18***

(.02)

-.03

(.07)

.11*

(.14)

<.01

(.13)

-.20***

(.13)

3.22(1.29)

4.32(1.40)

Избегание в привязанности

-.29***

(-.21**)

-.25***

(.08)

-.06

(.02)

.01

(-.17*)

.03

(-.01)

-.22***

(-.08)

3.25(1.02)

3.26(1.36)

Факторы суицидального риска (nнорма=343)

Безнадежность

-.59***

(-.66***)

-.28***

(-.29***)

-.07

(-.31***)

.14**

(.08)

.06

(-.18*)

-.38***

(-.45***)

1.81(.46)

2.52(.58)

Душевная боль

-.34***

(-.29***)

-.11*

(-.05)

-.05

(-.08)

.09

(-.10)

.01

(-.03)

-.22**

(-.07)

1.84(.71)

3.59(.79)

Примечание. Корреляции рассчитаны методом Пирсона, в скобках приведены корреляции на клинической выборке; * p<.05; ** p<.01; ***p<.001.

Анализ надежности

Авторы оригинального исследования зафиксировали разброс надежности (α Кронбаха) в диапазоне от .72 до .89 [50, с. 278]. В табл. 4 (по диагонали) представлены показатели надежности в нашем исследовании. В нашем случае разброс составил от .74 до .93 по α Кронбаха и от .73 до .92 по IRT-надежности (в скобках). Наибольшей надежностью обладает шкала «убежденность в выживании и совладании», поскольку она содержит больше пунктов, чем другие шкалы. При этом все шкалы имеют приемлемую надежность для использования в исследовательских целях.

Конструктная валидность

В оригинальных работах анализ интеркорреляций не проводился, однако мы выполнили его, чтобы пристальнее исследовать структуру и содержание шкал опросника, а также проверить гипотезу уровневой регуляции мотивации к жизни. Из табл. 4 (интеркорреляции шкал на нормативной выборке) видно, что шкалы формируют два полюса: умеренно высоко коррелируют между собой шкалы «убежденность в выживании и совладании», «ответственность перед семьей», «забота о детях», на другом полюсе оказываются «страх суицида» и «страх социального осуждения». Между этими двумя полюсами корреляции на порядок ниже. Шкала «моральные запреты» занимает промежуточную позицию, играя роль своеобразного связующего звена между полюсами. Уже на этом этапе возникает аналогия с уровнями саморегуляции в теории самодетерминации: мотивация внутренняя, отвечающая целям и ценностям человека, и внешняя, ведомая страхом осуждения и физической боли (наказания).

В клинической выборке (табл. 4, скобки, курсив) таких однозначных полюсов нет. Однако выделяется шкала «страх суицида»: она не коррелирует со шкалами «ответственность перед семьей» и «забота о детях», имеет слабую корреляцию со шкалой «убежденность в выживании и совладании». Как мы уже упоминали, в оригинальном исследовании [50] этот показатель несколько повышен у суицидентов по сравнению с нормативной выборкой.

Гендерные различия

В оригинальной работе не проверялись гендерные различия, однако было решено исследовать их на русскоязычной выборке. Разные причины для жизни могут иметь разную значимость для мужчин и женщин вследствие разных социальных ролей. Это предположение подтвердилось (табл. 5): по всем шкалам, кроме шкалы «убежденность в выживании и совладании», обнаружились значимые различия, хоть и невысокого порядка (d Коэна>.2 — .4). Женщины в целом были склонны приписывать больше значимости причинам для жизни, но наибольшие различия выявились по шкалам «забота о детях» и «моральные запреты»: для женщин эти причины были на порядок важнее, чем для мужчин.

Конвергентная валидность

Чтобы лучше понять психологическую наполненность шкал методики «Причины для жизни» в нормативной и клинической выборках и проверить post hoc гипотезу уровневой регуляции мотивации к жизни, был проведен корреляционный анализ с другими методиками, измеряющими психологическое (не)благополучие респондентов (табл. 6).

Было обнаружено, что в нормативной выборке первый полюс, обозначенный в интеркорреляциях, выше коррелирует с конструктами психологического благополучия («позитивным прошлым», шкалами ориентации на будущее, «сочувствием к себе» и его позитивными субшкалами, «адаптивным перфекционизмом», шкалами социальной поддержки) и отрицательно — с конструктами психологического неблагополучия («безнадежностью» и «душевной болью», «негативным прошлым», «фаталистическим настоящим», негативным самоотношением, «дезадаптивным перфекционизмом», ненадежными стилями привязанности). Шкалы этого полюса условно можно связать с внутренними формами регуляции: идентифицированной и интегрированной (соответствие целей и ценностей, осознание их важности, самодетерминированность, близость, компетентность и автономия). Второй полюс («страх суицида» и «страх социального осуждения») в норме показывает нестабильные корреляции — как позитивные, так и негативные связи с показателями психологического благополучия и неблагополучия. Эти шкалы можно отнести к экстернальной или интроецированной регуляции (ориентация на внешние условия наград и наказаний, на самооценку).

В клинической выборке (табл. 6, показатели в скобках) был обнаружен более высокий уровень корреляций шкалы «страх суицида» с переменными психологического неблагополучия («негативным прошлым», «самоизоляцией», «чрезмерной идентификацией») — это в очередной раз показывает, что страх не является антисуицидальным фактором, напротив, он становится маркером психологического неблагополучия, и его повышение свидетельствует о тяжести состояния пациента, о неэффективности его стратегий совладания [14; 38]. Шкалы «моральные запреты» и «страх социального осуждения» на клинической выборке имели мало связей невысокого порядка со шкалами психологического благополучия, то есть обладали небольшой защитной ценностью. Шкалы «убежденность в выживании и совладании», «забота о детях» и «ответственность перед семьей» в целом повторяли структуру связей, полученную на нормативной выборке, порой демонстрируя даже более высокие корреляции (например, относительно шкал ориентации на будущее, «безнадежности», «адаптивного перфекционизма»), однако важно помнить, что эти коэффициенты отчасти достигались за счет сниженных защитных показателей и повышенных показателей суицидального риска, то есть, хотя эти связи и предполагали защитный потенциал, в моменте они скорее свидетельствовали об остром психологическом неблагополучии респондентов.

Обсуждение

Анализ структуры опросника «Причины для жизни» показал удовлетворительное соответствие модели эмпирическим данным, из 48 пунктов опросника было оставлено 45 утверждений. Он может использоваться в клиническом сеттинге для лучшего понимания мотивации пациентов, а также в исследовательских целях. Опросник также имеет ценность для дифференциальной диагностики, особенно шкала «убежденность в выживании и совладании»: она особенно хорошо распознает людей с суицидальными тенденциями. Кроме того, хотя мы не получили значимых различий по шкале «страх суицида» между выборками нормы и суицидентов, как было выявлено в оригинальной работе [50], обнаружено, что показатели по шкале «страх суицида» в суицидальной выборке более, чем в выборке нормы, сопряжены с переменными психологического неблагополучия. Страх смерти, суицида и умирания также является одним из симптомов синдрома острого суицидального кризиса в рамках нарративной кризисной модели суицида [20; 26; 38].

На российской студенческой выборке были обнаружены значимые гендерные различия по всем шкалам опросника, кроме шкалы «убежденность в выживании и совладании». В целом женщинам свойственны более высокие показатели по всем шкалам методики. Наибольшие различия (среднего уровня) были получены по шкалам «забота о детях» и «моральные запреты». Это может быть связано с разными социальными ролями мужчин и женщин.

Гипотеза о разных уровнях регуляции мотивации к жизни подтвердилась на обеих выборках — нормативной и клинической. В нормативной выборке уже на этапе проверки интеркорреляции субшкал методики «Причины для жизни» были замечены два полюса: на одном расположились шкалы «убежденность в выживании и совладании», «забота о детях», «ответственность перед семьей», «моральные запреты», на другом — «страх суицида» и «страх социального осуждения». В расширенной проверке конвергентной валидности шкалы первого полюса были условно отнесены к интегрированной и идентифицированной регуляции, а шкалы второго полюса — к экстернальной и интроецированной регуляции. Это еще раз показывает, что выделенные причины для жизни не равноценны, имеют разные уровни субъективной значимости и обладают разной силой воздействия (мотивации).

В клинической выборке шкалу «страх суицида» вследствие ее связей с «негативным прошлым» (травматический опыт) и негативным самоотношением можно идентифицировать не только как проявление экстернальной регуляции, но и как маркер психологического неблагополучия пациента, и этот довод (страх перед смертью, умиранием, суицидом) не может быть использован клиницистом в качестве защитного фактора.

Шкала «забота о детях» и в студенческой, и в клинической выборках показала высокую значимость: потенциально это сильный буфер против суицидальных тенденций, отчасти даже более важный, чем фактор «ответственность перед семьей». Учитывая возраст респондентов, мы предполагаем, что это скорее ценностная характеристика: люди, которые планируют детей, обладают более сильной внутренней мотивацией к жизни.

Предположение, что шкала «моральные запреты» будет относиться к полюсу внешней регуляции, не вполне подтвердилось: по-видимому, это также ценностная характеристика, которая может отражать как внутренние убеждения личности, так и еще не до конца интегрированную мотивацию.

В целом исследование показывает значимость конструкта самодетерминации и автономии для суицидальных пациентов, нехватку переживания авторства собственной жизни в ситуации, которую человек определяет для себя как безнадежную и провоцирующую душевную боль. Это состояние требует психологической коррекции, что может быть достигнуто разными способами, через усиление чувства авторства и поиск личной предпочитаемой истории.

Ограничения исследования, в первую очередь, касаются инструментария: для подтверждения гипотезы о связи мотивации к жизни с теорией самодетерминации и чувством авторства собственной жизни были использованы методики, измеряющие психологическое (не)благополучие, а не непосредственно шкалы, разработанные в рамках теории самодетерминации. Соответствие методики «Причины для жизни» этим методикам может стать предметом следующего исследования.

Другое ограничение касается нормативной выборки: респонденты-мужчины были набраны преимущественно из одного вуза, из одного региона. Это могло отразиться и на результатах гендерных различий.

Выводы

  1. Оригинальный опросник «Причины для жизни» М. Линехан прошел успешную адаптацию на российской выборке и может использоваться в исследованиях, скринингах и индивидуальной работе с пациентами в клиническом сеттинге.
  2. На нормативной и клинической выборке было показано, что шкалы опросника отражают уровни самодетерминации личности в мотивации к жизни: шкалы «убежденность в выживании и совладании», «забота о детях», «ответственность перед семьей», «моральные запреты» больше соответствовали внутреннему полюсу мотивации, а «страх суицида» и «страх социального осуждения» — внешнему.
  3. На нормативной выборке выявлены гендерные различия: женщины демонстрировали более высокие показатели по всем шкалам, кроме шкалы «убежденность в выживании и совладании» (нет значимых различий). Наиболее выражена тенденция в показателях по шкалам «забота о детях» и «моральные запреты». Это может быть связано с разными социальными ролями мужчин и женщин, однако данный результат требует более тщательного исследования.
  4. Дальнейшие исследования могут идти разными путями: во-первых, имеет смысл изучить корреляции методики с инструментарием теории самодетерминации, чтобы уточнить выводы данной работы; во-вторых, суицидологии пойдут на пользу различные исследования чувства авторства, как с использованием данной методики и в рамках теории самодетерминации, так и в рамках нарративных и феноменологических исследований, раскрывающих индивидуальные переживания суицидальной личности.
  5. Результаты исследования также имеют практическую направленность: они показывают, что важно укреплять чувство авторства суицидента, способствовать интериоризации и осознанию им своих индивидуальных причин для жизни. Кроме того, было показано, что «страх суицида» не является эффективным буфером суицидальных переживаний, усиление этого переживания не способствует антисуицидальной направленности личности и усугубляет психологическое неблагополучие суицидента. Э.М. Форстер писал: «Смерть уничтожает человека, но идея смерти спасает его» [36], И. Ялом адаптировал эту мысль в свои работы и добавил: «Это помогает нам проживать жизнь более аутентично» [цит. по 56]. Идея смерти действительно способна помочь выявить предельные, значимые, уникальные для человека смыслы и ценности, но не стоит злоупотреблять ее физикальностью и ужасом, который она порождает.

Приложение

Текст окончательной версии опросника «Причины для жизни»

Многие люди задумывались о самоубийстве хотя бы раз в жизни. Другие никогда не рассматривают его в качестве альтернативы. Здесь приведены причины, по которым люди порой НЕ совершают самоубийство. Мы хотим понять, насколько важна каждая из причин лично для Вас. Пожалуйста, оцените предложенные Вам утверждения по следующей шкале:

1. Совершенно неважно 4. Несколько важно

2. Довольно неважно 5. Довольно важно

3. Несколько неважно 6. Крайне важно

1. Я ощущаю ответственность и обязательства перед своей семьей.

2. Я верю, что смогу научиться приспосабливаться или решать свои проблемы.

3. Я верю, что контролирую свою жизнь и судьбу.

4. У меня есть воля к жизни.

5. Я верю, что только бог имеет право прервать жизнь.

6. Я боюсь смерти.

7. Моя семья может решить, что я не любил(-а) их.

8. Моя семья зависит от меня и нуждается во мне.

9. Я не хочу умирать.

10. Я хочу увидеть, как растут мои дети.

11. Жизнь — это все, что у нас есть, и это лучше, чем ничего.

12. У меня есть планы на будущее, и мне не терпится воплотить их в жизнь.

13. Неважно, как мне погано, я знаю, что это пройдет.

14. Я боюсь неизвестности.

15. Я люблю свою семью слишком сильно и не смогу ее покинуть.

16. Я хочу испытать все, что предлагает мне жизнь, и есть многое, чего я еще не пробовал(-а).

17. Я достаточно забочусь о себе, чтобы жить.

18. Жизнь слишком прекрасна и ценна, чтобы ее обрывать.

19. Было бы нечестно оставить детей на попечение другим людям.

20. Я верю, что могу найти другие решения своих проблем.

21. Я боюсь попасть в ад.

22. Я люблю жизнь.

23. Я слишком спокойный(-ая), чтобы убить себя.

24. Я трус, и у меня кишка тонка.

25. Мои религиозные убеждения это запрещают.

26. Это неблагоприятно повлияет на моих детей.

27. Мне любопытно узнать, что случится в будущем.

28. Это слишком навредит моей семье, а я не хочу, чтобы они страдали.

29. Меня беспокоит, что обо мне подумают другие.

30. Я верю, что любая ситуация может разрешиться к лучшему.

31. Я не мог(-ла) решить, где, когда и как покончить с собой.

32. Я считаю это безнравственным.

33. Мне еще многое надо сделать.

34. Мне хватает смелости смотреть жизни в лицо.

35. Я боюсь непосредственно «акта» самоубийства (боли, крови, насилия).

36. Я считаю, что самоубийством ничего не закончится и ничего не решится.

37. Я надеюсь, что ситуация улучшится и будущее окажется счастливым.

38. Другие люди решат, что я слаб(-а) и себялюбив(-а).

39. У меня силен инстинкт выживания.

40. Я бы не хотел(-а), чтобы люди считали, будто я не контролирую свою жизнь.

41. Я считаю, что могу найти цель в жизни, смысл, чтобы жить.

42. Я не вижу причин торопить смерть.

43. Я такой(-ая) неловкий(-ая), что мой метод не сработает.

44. Я бы не хотел(-а), чтобы моя семья несла на себе бремя вины.

45. Я бы не хотел(-а), чтобы моя семья считала меня эгоистом(-кой) или трусом(-ихой).

Ключи к опроснику «Причины для жизни»

«Убежденность в выживании и совладании»: 2, 3, 4, 9, 11, 12, 13, 16, 17, 18, 20, 22, 23, 27, 30, 33, 34, 36, 37, 39, 41, 42 (22 пункта)

«Ответственность перед семьей»: 1, 7, 8, 15, 28, 44, 45 (7 пунктов)

«Забота о детях»: 10, 19, 26 (3 пункта)

«Страх суицида»: 6, 14, 24, 31, 35, 43 (6 пунктов)

«Страх социального осуждения»: 29, 38, 40 (3 пункта)

«Моральные запреты»: 5, 21, 25, 32 (4 пункта

)

Литература

  1. Бек А., Фримен А. Когнитивная психотерапия расстройств личности. Практикум по психотерапии. СПб: Питер, 2002. 544 с.
  2. Журавлева Т.В. [и др.]. Адаптация методик исследования суицидального поведения на выборке лиц с попытками самоубийства // Современная зарубежная психология. 2018. Том 7. № 3. С. 96—108. DOI:10.17759/jmfp.2018070309
  3. Кустов Г.В. [и др.]. Психометрические свойства русскоязычной версии «Краткого опросника причин для жизни» // Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова. 2021. Том 121. № 10. С. 87—94. DOI:10.17116/jnevro202112110187
  4. Лайнен М.М. Когнитивно-поведенческая терапия пограничного расстройства личности. М.: Вильямс, 2008. 592 c.
  5. Левченко Д.В. Адаптация и психометрические характеристики опросника «Причины для жизни» А. Османа и М. Линихэн (для подростков и старшеклассников). Выпускная квалификационная работа бакалавра. Пермь, 2018.
  6. Леонтьев Д.А. Что дает психологии понятие субъекта: субъектность как измерение личности // Эпистемология и философия науки. 2010. Том 25. № 3. С. 136—153.
  7. Олина М.В. Психологические факторы риска суицидального поведения у больных эпилепсией: дисс. … канд. психол. наук. СПб., 2010.
  8. Осин Е.Н., Иванова Т.Ю., Гордеева Т.О. Автономная и контролируемая профессиональная мотивация как предикторы субъективного благополучия у сотрудников российских организаций // Организационная психология. 2013. Том 3. № 1. С. 8—29.
  9. Павлова Т.С. Диагностика риска суицидального поведения детей и подростков в образовательных учреждениях // Современная зарубежная психология. 2013. № 4. С. 79—91.
  10. Пашнин Е.В. [и др.]. Верификация структуры опросника «Причины для жизни» на клинической выборке // Психологический журнал. 2022. Т. 43. № 1. С. 109—121. DOI:10.31857/S020595920017745-5
  11. Сырцова А., Митина О.В. Возрастная динамика временных ориентаций личности // Вопросы психологии. 2008. № 2. С. 41—54.
  12. Уайт М. Карты нарративной практики. Введение в нарративную терапию. М.: Генезис, 2010. 326 с.
  13. Чистопольская К.А. [и др.]. Адаптация методик исследования суицидальных аспектов личности // Психология. Журнал Высшей школы экономики. 2017. Том 14. № 1. С. 61—87.
  14. Чистопольская К.А. [и др.]. Бесстрашие к смерти — статика или динамика? // Суицидология. 2017. Том 8. № 2. С. 40—48.
  15. Чистопольская К.А., Ениколопов С.Н., Николаев Е.Л. Сочувствие к себе: защитный фактор при суицидальном поведении // Школа В.М. Бехтерева: От истоков до современности / Ред. Н.Г. Незнанов и др. СПб.: Альта-Астра, 2017. C. 486—488.
  16. Чистопольская К.А. [и др.]. Адаптация краткой версии «Переработанного опросника — опыт близких отношений» (ECR-R) на русскоязычной выборке // Психологический журнал. 2018. № 5. С. 87—98. DOI:10.31857/S020595920000838-7
  17. Чистопольская К.А. [и др.]. Обновленная версия шкалы MSPSS как инструмент исследования субъективной оценки личностью воспринимаемой социальной поддержки // Высшее образование в условиях глобализации: Тренды и перспективы развития. Мат. XII Международной учебно-методической онлайн-конференции / Под ред. А.Ю. Александрова, Е.Л. Николаева. 2020. С. 323—326.
  18. Чистопольская К.А. [и др.]. Концепт «сочувствие к себе»: российская адаптация опросника Кристин Нефф // Культурно-историческая психология. 2020. Том 16. № 4. C. 35—48. DOI:10.17759/chp.2020160404
  19. Чистопольская К.А., Ениколопов С.Н., Дровосеков С.Э. Взрослая романтическая привязанность у молодых людей в повседневности и при суицидальных переживаниях // Суицидология. 2021. Том 12. № 1. С. 109—125. DOI:10.32878/suiciderus.21-12-01(42)-109-125
  20. Чистопольская К.А. [и др.]. Адаптация «Опросника суицидального кризиса» (SCI-2) на российской интернет-выборке во время эпидемии COVID-19 // Суицидология. 2022. Том 13. № 1. С. 88—104. DOI:10.32878/suiciderus.22-13-01(46)-88-104
  21. Шнейдман Э. Душа самоубийцы. М.: Смысл, 2001. 315 с.
  22. Ясная В.А. [и др.]. Апробация методики измерения перфекционизма Р. Слейни «Почти совершенная шкала» // Теоретическая и экспериментальная психология. 2011. № 4. С. 30—45.
  23. Alkire S. Concepts and measures of agency [Электронный ресурс] // OPHI Working Paper 9, University of Oxford. 2008. URL: https://www.ophi.org.uk/wp-content/uploads/OPHI-wp09.pdf (дата обращения: 22.09.2021).
  24. Beck A.T. et al. The measurement of pessimism: The hopelessness scale // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1974. Vol. 42. № 6. P. 861—865. DOI:10.1037/h0037562
  25. Benson O., Gibson S., Brand S.L. The experience of agency in feeling of being suicidal // Journal of Consciousness Studies. 2013. Vol. 20. № 7—8. P. 56—79.
  26. Bloch-Elkouby S. et al. The revised suicide crisis inventory (SCI-2): Validation and assessment of prospective suicidal outcomes at one-month follow-up // Journal of Affective Disorders. 2021. Vol. 295. P. 1280—1291. DOI:10.1016/j.jad.2021.08.048
  27. Boone W.J., Staver J.R., Yale M.S. Rasch analysis in the human sciences. Dordrecht: Springer Science & Business Media, 2013. 482 p. DOI:10.1007/978-94-007-6857-4
  28. Britton P.C. et al. Integrating motivational interviewing and self-determination theory with cognitive behavioral therapy to prevent suicide // Cognitive Behavioral Practice. 2011. Vol. 18. № 1. P. 16—27. DOI:10.1016/j.cbpra.2009.06.004
  29. Britton P.C., Williams G.C., Conner K.R. Self-determination theory, motivational interviewing, and the treatment of clients with acute suicidal ideation // Journal of Clinical Psychology. 2008. Vol. 64. № 1. P. 52—66. DOI:10.1002/jclp.20430
  30. Bureau J.S. et al. Self-determination: A buffer against suicide ideation // Suicide and Life-Threatening Behavior. 2012. Vol. 42. № 4. P. 377—393. DOI:10.1111/j.1943-278X.2012.00097.x
  31. Chalmers R.P. mirt: A Multidimensional Item Response Theory Package for the R Environment // Journal of Statistical Software. 2012. Vol. 48. № 6. P. 1—29. DOI:10.18637/jss.v048.i06
  32. Culpepper S.A. The reliability and precision of total scores and IRT estimates as a function of polytomous IRT parameters and latent trait distribution // Applied Psychological Measurement. 2013. Vol. 37. № 3. P. 201—225. DOI:10.1177/0146621612470210
  33. Deci E.L., Ryan R.M. Overview of self-determination theory: An organismic dialectical perspective // Handbook of self-determination research / Eds. E.L. Deci, R.M. Ryan. Rochester, NY: University of Rochester Press, 2002. P. 3—33.
  34. Emery A.A., Heath N.L., Mills D.J. The role of basic need satisfaction in the onset, maintenance, and cessation of non-suicidal self-injury: An application of self-determination theory // Archives of Suicide Research. 2017. Vol. 21. № 3. P. 413—424. DOI:10.1080/13811118.2016.1211043
  35. Ersner-Hershfield H. et al. Don’t stop thinking about tomorrow: Individual differences in future self-continuity account for saving // Judgment and Decision Making. 2009. Vol. 4. № 4. P. 280—286.
  36. Forster E.M. Howards End. London: Edward Arnold, 1910. 343 p.
  37. Fraley R.C., Waller N.G., Brennan K.A. An item response theory analysis of self-report measures of adult attachment // Journal of Personality and Social Psychology. 2000. Vol. 78. P. 350—365. DOI:10.1037/0022-3514.78.2.350
  38. Galynker I. The suicidal crisis: Clinical guide to the assessment of imminent suicide risk. New York, NY: Oxford University Press, 2017. 328 p.
  39. Hill R.M., Pettit J.W. The role of autonomy needs in suicidal ideation: Integrating the interpersonal psychological theory of suicide and self-determination theory // Archives of Suicide Research. 2013. Vol. 17. № 3. P. 288—301. DOI:10.1080/13811118.2013.777001
  40. Holden R.R. et al. Development and preliminary validation of a scale of psychache // Canadian Journal of Behavioral Science. 2001. Vol. 33. № 4. P. 224—232. DOI:10.1037/h0087144
  41. Ivanoff A. et al. Fewer reasons for staying alive when you are thinking of killing yourself: The brief Reasons for Living inventory // Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 1994. Vol. 16. № 1. P. 1—13. DOI:10.1007/BF02229062
  42. Jobes D.A., Drozd J.F. The CAMS approach to working with suicidal patients // Journal of Contemporary Psychotherapy. 2004. Vol. 34. № 1. P. 73—85. DOI:10.1023/B:JOCP.0000010914.98781.6a
  43. Jobes D.A. et al. The potential use of CAMS for suicidal youth: Building on epistemology and clinical interventions // Children’s Health Care. 2019. Vol. 48. № 4. P. 444—468. DOI:10.1080/02739615.2019.1630279
  44. Joiner T. Why people die by suicide. Cambridge, MA, US: Harvard University Press, 2005. 288 p.
  45. Joiner T. et al. On prediction, refutation, and explanatory reach: A consideration of the Interpersonal Theory of Suicidal Behavior // Preventive Medicine. 2021. Vol. 152. Part 1. 106453. DOI:10.1016/j.ypmed.2021.106453
  46. Lambert C.E. et al. Psychache predicts suicide attempter status change in students starting university // Suicide and Life-Threatening Behavior. 2020. Vol. 50. № 3. P. 668—678. DOI:10.1111/sltb.12624
  47. Lew B. et al. Testing the strain theory of suicide — The moderating role of social support // Crisis: The Journal of Crisis Intervention and Suicide Prevention. 2020. Vol. 41. № 2. P. 82—88. DOI:10.1027/0227-5910/a000604
  48. Li C.H. The performance of ML, DWLS, and ULS estimation with robust corrections in structural equation models with ordinal variables // Psychological Methods. 2016. Vol. 21. № 3. P. 369—387. DOI:10.1037/met0000093
  49. Linacre J.M. Winsteps® (Version 4.7.0) [Computer Software]. Beaverton, Oregon: Winsteps.com. 2020. (дата обращения: 24.09.2021). URL: https://www.winsteps.com/
  50. Linehan M.M. et al. Reasons for staying alive when you are thinking of killing yourself: The Reasons for Living Inventory // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1983. Vol. 51. № 2. P. 276—286. DOI:10.1037/0022-006X.51.2.276
  51. Macintyre V.G. et al. The psychological pathway to suicide attempts: A strategy of control without awareness // Frontiers in Psychology. 2021. Vol. 12. P. 588683. DOI:10.3389/fpsyg.2021.588683
  52. Masters G.N. A Rasch model for partial credit scoring // Psychometrika. 1982. Vol. 47. № 2. P. 149—174. DOI:10.1007/BF02296272
  53. Michel K. Людям, совершившим попытку самоубийства, нужна особая психотерапия // Суицидология. 2020. Том 11. № 2. С. 51—65. DOI:10.32878/suiciderus.20-11-02(39)-51-65
  54. Neff K. The development and validation of a scale to measure self-compassion // Self and Identity. 2003. Vol. 2. № 2. P. 223—250. DOI:10.1080/15298860309027
  55. Osman A. et al. The Reasons for Living inventory for adolescents (RFL-A): Development and psychometric properties // Journal of Clinical Psychology. 1998. Vol. 54. № 8. P. 1063—1077. DOI:10.1002/(SICI)1097-4679(199812)54:8<1063::AID-JCLP6>3.0.CO;2-Z
  56. Partridge M. Helping patients overcome the fear of death [Электронный ресурс] // Psychiatric Times. 2009, June 17. URL: https://www.psychiatrictimes.com/view/helping-patients-overcome-fear-death (дата обращения: 06.02.2022).
  57. Pirani S. et al. The Reasons for Living inventory for young adults (RFL-YA-II) // Assessment. 2021. Vol. 28. № 3. P. 942—954. DOI:10.1177/1073191119900242
  58. R Core Team R: A language and environment for statistical computing [Электронный ресурс] Vienna: R Foundation for Statistical Computing. 2020. URL: https://www.R-project.org/ (дата обращения: 24.09.2021).
  59. Rogers M.L., Joiner T.E. Exploring the temporal dynamics of the interpersonal theory of suicide constructs: A dynamic systems modeling approach // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 2019. Vol. 87. № 1. P. 56—66. DOI:10.1037/ccp0000373
  60. Ryan R.M., Deci E.L. Intrinsic and extrinsic motivation from a self-determination theory perspective: Definitons, theory, practices, and future directions // Contemporary Educational Psychology. 2020. Vol. 61. 101860. DOI:10.1016/j.cedpsych.2020.101860
  61. Scarth B. et al. Strategies to stay alive: Adaptive toolboxes for living well with suicidal behavior // International Journal of Environmental Research and Public Health. 2021. Vol. 18. P. 8013. DOI:10.3390/ijerph18158013
  62. Sircova A. et al. A global look at time: A 24-country study of the equivalence of the Zimbardo Time Perspective Inventory // SAGE Open. 2014. Vol. 4. № 1. P. 1—12. DOI:10.1177/2158244013515686
  63. Slaney R.B., Rice K.G., Ashby J.S. A programmatic approach to measuring perfectionism: The Almost Perfect Scales // Perfectionism: Theory, research, and treatment / Ed. by G.L. Flett, P.L. Hewitt. American Psychological Association, 2002. P. 63—88. DOI:10.1037/10458-003
  64. Strosahl K., Chiles J.A., Linehan M. Prediction of suicide intent in hospitalized parasuicides: Reasons for living, hopelessness, and depression // Comprehensive Psychiatry. 1992. Vol. 33. № 6. P. 366—373. DOI:10.1016/0010-440X(92)90057-W
  65. Tedeschi R.G., Calhoun L.G. Posttraumatic growth: Conceptual foundations and empirical evidence // Psychological Inquiry. 2004. Vol. 15. № 1. P. 1—18. DOI:10.1207/s15327965pli1501_01
  66. Toth-Kiraly I., Neff K.D. Is self-compassion universal? Support for the measurement invariance of the Self-Compassion Scale across populations // Assessment. 2021. Vol. 28. № 1. P. 169—185. DOI:10.1177/1073191120926232
  67. Tsypes A. et al. Protective effects of reasons for living against suicidal ideation in daily life // Journal of Psychiatric Research. 2022. Vol. 148. P. 174—180. DOI:10.1016/j.jpsychires.2022.01.060
  68. Wright B.D., Masters G.N. Rating scale analysis. Chicago, IL: MESA press, 1982. 210 p.
  69. Zimbardo P., Boyd J. Putting time in perspective: A valid, reliable individual-differences metric // Journal of Personality and Social Psychology. 1999. Vol. 77. P. 1271—1288. DOI:10.1037/0022-3514.77.6.1271
  70. Zimet G.D. et al. The Multidimensional Scale of Perceived Social Support // Journal of Personality Assessment. 1988. Vol. 52. P. 30—41. DOI:10.1207/s15327752jpa5201_2

Информация об авторах

Чистопольская Ксения Анатольевна, медицинский психолог, Психиатрическое отделение № 2, Городская клиническая больница имени А.К. Ерамишанцева (ГБУЗ ГКБ имени А.К. Ерамишанцева ДЗМ), младший научный сотрудник, Московский научно-исследовательский институт психиатрии – филиал ФГБУ «Национальный медицинский исследовательский центр психиатрии и наркологии им. В.П. Сербского» Минздрава России (МНИИП – филиал ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.П. Сербского» МЗ РФ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2552-5009, e-mail: ktchist@gmail.com

Колачев Никита Игоревич, стажер-исследователь Международной лаборатории позитивной психологии личности и мотивации, ФГАОУ ВО «Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО «НИУ ВШЭ»), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-3214-6675, e-mail: nkolachev@hse.ru

Ениколопов Сергей Николаевич, кандидат психологических наук, доцент, заведующий отделом клинической психологии, Научный центр психического здоровья (ФГБНУ НЦПЗ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-7899-424X, e-mail: enikolopov@mail.ru

Николаев Евгений Львович, доктор медицинских наук, доцент, профессор, заведующий кафедрой социальной и клинической психологии, Чувашский государственный университет имени И.Н. Ульянова (ФГБОУ ВО ЧГУ имени И.Н. Ульянова), Чебоксары, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-8976-715X, e-mail: pzdorovie@bk.ru

Дровосеков Сергей Эдуардович, педагог-психолог, ГБОУ «Средняя общеобразовательная школа № 619» (ГБОУ СОШ № 619), Санкт-Петербург, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6739-4804, e-mail: sergo.nevsky@yandex.ru

Метрики

Просмотров

Всего: 1321
В прошлом месяце: 52
В текущем месяце: 51

Скачиваний

Всего: 557
В прошлом месяце: 13
В текущем месяце: 25