Опросник EPOCH для изучения психологического благополучия российских подростков: психометрические характеристики и возможности использования

Контекст и актуальность. Опросник EPOCH представляет собой инструмент для оценки психологического благополучия подростков. Результаты апробации опросника и международные исследования показали его хорошую измерительную способность и конструктную валидность. 20-пунктовая версия опросника широко используется в англоязычных странах, а также в Китае. Цель данной статьи – представить результаты психометрической проверки русскоязычного варианта опросника EPOCH для оценки психологического благополучия российских подростков. Методы и материалы. Для анализа психометрических характеристик опросника использовались результаты, полученные от 230 респондентов в возрасте от 13 до 16 лет (M = 14,65, SD = 1,04), 36,1% – мальчики, 63,9% – девочки. Респонденты являлись учащимися 7–9 классов общеобразовательных школ крупного промышленного мегаполиса. Для проверки конструктной валидности использовались Опросник успехов и трудностей (SDQ) и Опросник удовлетворенности базовых психологических потребностей. Анализ был выполнен при помощи R (версия 4.3.2), пакеты psych и Bifactor Indices Calculator. Результаты исследования показали, что русскоязычная версия опросника аналогична оригинальной версии по структуре и включает 20 утверждений самооценочного типа, которые позволяют оценить выраженность пяти компонентов модели психологического благополучия – пяти шкал: вовлеченность подростка в деятельность; настойчивость и упорство; оптимизм; взаимосвязи с другими людьми; ощущение счастья. Интегральный показатель психологического благополучия определяется на основе суммирования значений шкал. Вывод. Опросник представляет собой надежный, удобный и компактный инструмент и может использоваться в исследованиях психологического благополучия подростков и в практической деятельности в области психологии развития, психологии образования.

Введение

В системе критериев и оценок качества современного образования психологическое благополучие (ПБ) занимает одно из ведущих мест и в известном смысле задает новый дискурс российской образовательной политики (Поливанова, 2020; Потанина, Моросанова, 2022). ПБ рассматривается также и как один из ведущих критериев социализации современных детей, подростков и молодежи. ПБ связано с продуктивными видами мотивации деятельности (Deci, Ryan, 2008; Дехтяренко, Савченко, Шлягина, 2023), с академическими достижениями (Потанина, Моросанова, 2022; Kern et al., 2015), низкими поведенческими рисками (Adler, Seligman, 2016), с физическим здоровьем (Dray et al., 2017). В исследованиях подчеркивается важность факторов межличностного общения для понимания благополучия у подростков (Рассказова, Садовничая, 2023). Высокий уровень благополучия и развитость основных его компонентов обеспечивают позитивное функционирование личности и способствуют самореализации человека на разных ступенях онтогенеза (Исаева и др., 2022; Волкова и др., 2022; Руднова и др., 2023). ПБ как переживание позитивной модальности можно рассматривать в качестве механизма интериоризации социального поведения, тем самым открывая возможности для педагогических воздействий и управления социализационными процессами (Волкова, Сорокоумова, 2024).

Проблема оценки ПБ является одной из актуальных проблем современной психологии. В рамках различных теоретических подходов к пониманию концепта ПБ существуют разные способы этой оценки (например, Белинская, Шаехов, 2023; Рикель и др., 2017; Шилко и др., 2018). Для оценки ПБ подростков, на наш взгляд, соответствует теоретический подход позитивной психологии, в котором благополучие выступает не столько как отсутствие различных нарушений личностного или профессионального генеза (например, низкий уровень стресса, тревожности, отсутствие эмоционального выгорания, апатии, амотивации), сколько как ощущение полноты и достаточности у человека личностных ресурсов для продуктивной, насыщенной позитивными переживаниями жизни (Ryff, 1989; Seligman, 2012; Ryan, Deci, 2000).

На основе теории М. Селигмана группой психологов под руководством М. Керн (Kern et al., 2016; Kern et al., 2015) была разработана модель ПБ подростков. Эта модель была символично названа EPOCH (epoch – эпоха, век, эра) на основе аббревиатуры из первых букв пяти основных компонентов ПБ: вовлеченности подростка в деятельность (Engagement – вовлеченность, активность, участие); настойчивости и упорства (Perseverance – упорство, стойкость, настойчивость); оптимизма, который характеризуется надеждой, уверенностью в будущем (Optimism – оптимизм, уверенность в будущем); взаимосвязи с другими людьми (Connectedness – связанность, сопряженность); ощущения счастья как устойчивого состояния позитивного настроения и чувства удовлетворенности своей жизнью (Happiness – счастье, радость). В 2016 году на основе модели EPOCH был создан специальный опросник для оценки ПБ подростков (Kern et al., 2016), результаты апробации которого на выборках австралийских, американских и китайских подростков (Kern et al., 2019) показали его хорошую измерительную способность и конструктную валидность. Целью данной статьи является оценка психометрических параметров опросника EPOCH и определение на этой основе возможностей его использования для изучения ПБ российских подростков.

Материалы и методы

Выборка. В исследовании участвовали 230 респондентов в возрасте от 13 до 16 лет (M = 14,65, SD = 1,04), 36,1% – мальчики, 63,9% – девочки; учащиеся 7–9 классов общеобразовательных школ крупного промышленного мегаполиса. Данные размещены в базе аффилированной организации. Процедура сбора данных соответствовала этическим стандартам Российского психологического общества.

Методы. Для исследования была выбрана 20-пунктовая версия опросника EPOCH как наиболее компактная и обладающая лучшими психометрическими характеристиками в оригинальном и переводных вариантах (Kern et al., 2016; Kern et al., 2019). Перевод был осуществлен в соответствии с процедурами перевода методик на иностранном языке.

20 пунктов опросника содержали утверждения самооценочного типа для шкал «Вовлеченность», «Упорство», «Взаимосвязь», «Оптимизм», «Счастье». Все пункты опросника были прямыми. Для градации ответов использовалась шкала Лайкерта от 1 («совсем не похоже») до 5 («абсолютно точно»). Кроме того, опросник предполагал возможность вычисления суммарного показателя как интегральной характеристики (индекса) психологического благополучия.

Для проверки конструктной валидности использовались Опросник успехов и трудностей для детей 11–17 лет (Strength and Difficulties Questionnaire – SDQ) (Goodman, 1997), рекомендованный Всемирной организацией здравоохранения для оценки психического здоровья подростков и имеющий доказательства валидности и надежности, сведения о нормах для российских подростков (Goodman et al., 2005), и Опросник удовлетворенности базовых психологических потребностей (Deci, Ryan, 2008; Ryan, Deci, 2000), результаты которого коррелируют с психологическим благополучием человека на разных ступенях онто- и профессиогенеза, в том числе подростков (Gagne, 2003).

Анализ данных. Анализ был выполнен при помощи R (версия 4.3.2, пакеты psych (Revelle, 2024; Rosseel, 2012) и Bifactor Indices Calculator на основании калькулятора для Excel (Dueber, 2017)). Описательные статистики представлены в Приложении А, Табл. 1.

Для оценки структуры опросника EPOCH использовался конфирматорный факторный анализ. Сравнивались три модели: пятифакторная модель (каждый фактор включает в себя 4 вопроса), пятифакторная модель с одним общим фактором (каждый фактор включает в себя 4 вопроса, полученные факторы объединяются в один общий фактор) и модель с одним общим фактором (один фактор включает в себя все 20 вопросов). При построении моделей использовались робастные оценки. В качестве индексов соответствия модели и для сравнения моделей между собой мы используем следующие критерии: среднеквадратичная ошибка аппроксимации (root mean square error of approximation – RMSEA), стандартизированный среднеквадратичный остаток (standardized root mean square residual, SRMR), индекс Такера-Льюиса (Tucker–Lewis index, TLI), сравнительный индекс соответствия (Сomparative Fit Index, CFI). Соответствующими данным считаются модели со значениями RMSEA ≤ 0,06, SRMR ≤ 0,09, TLI и CFI больше 0,90 (Hu, Bentler, 1999).

Поскольку ответы опросника кодируются по шкале Лайкерта с 5 уровнями, данные можно считать порядковыми. Поэтому, кроме робастных оценок по методу максимального правдоподобия (ML), использовались оценки по методу наименьших квадратов с учетом весов на диагонали (diagonally weighted least squares – DWLS), расчет которых производится на основании матрицы полихорических корреляций между вопросами.

При оценке внутренней согласованности, наряду с традиционной оценкой при помощи α-Кронбаха, рассматривалась иерархическая модель, в которой возможно оценить, какая часть дисперсии относится к частным факторам (компонентам благополучия), а какая – объясняется общим фактором, стоящим за ними (общим благополучием). При этом использовался ряд коэффициентов ω (Revelle, Zinbarg, 2009; Rodriguez et al., 2016a): ω оценивает внутреннюю согласованность исходя из всех источников дисперсии (для общего фактора – все 20 вопросов, для каждого фактора – входящие в него вопросы), ωH – исходя из только одного общего латентного фактора (разница в оценках по 5 факторам считается ошибкой измерения одного общего фактора), ωS – исходя из указанных шкал при наличии общего фактора, ωHS – исходя только из указанных шкал, исключая общность, порождаемую общим фактором. Соотношение между ω и ωH позволяет оценить, насколько согласованность ответов объясняется одним общим фактором, соотношение между ωН и ωHS – более высокие значения ωHS при более низких значениях ωН указывают на наличие нескольких шкал внутри конструкта (Rodriguez et al., 2016).

Конструктная валидность оценивалась при помощи корреляций (коэффициент корреляции Спирмена) шкал опросника и общего фактора с опросником SDQ и с Опросником удовлетворенности базовых психологических потребностей. Расчет p-значений проводился с учетом поправки Бонферрони.

Результаты

Конфирматорный факторный анализ

Индексы соответствия разных моделей: однофакторной, пятифакторной и многоуровневой представлены в табл. 1. Соответствующими данным были все модели, кроме однофакторной модели с оценкой по методу максимального правдоподобия. Вообще однофакторные модели несколько хуже соответствуют данным, чем пятифакторная и многоуровневая модели. Лучшей оказалась модель с пятью факторами (RMSEA = 0,04, 90% доверительный интервал [0,03; 0,06], TLI = 0,99, CFI = 1,00, SRMR = 0,06) и с оценкой по методу взвешенных весов (DWLS). Ковариации между шкалами практически одинаковы для моделей ML и DWLS (см. Приложение А, Табл. 3), в многоуровневой модели DWLS пять факторов несколько больше нагружают общий фактор, чем в модели ML.

Отдельные вопросы нагружают соответствующие шкалы средне (от 0,4) и высоко (от 0,6) во всех представленных моделях. Несколько более низкие нагрузки (0,3–0,45) дает вопрос 11 «Я так погружаюсь в деятельность, что забываю обо всем остальном» на шкалу «Вовлеченность» и вопрос 9 «Я выполняю свои домашние задания от начала до конца и не прерываюсь, пока их не закончу» на шкалу «Упорство» (0,25-0,4). Корреляции между отдельными вопросами представлены в Приложении А, Табл. 2.

Таблица 1 / Table 1

Индексы соответствия для моделей CFA

Fit Indices for CFA Models

 Внутренняя согласованность

Шкалы опросника отличаются по крайней мере достаточной внутренней согласованностью (α Кронбаха в диапазоне от 0,63 до 0,84). В целом, пункты опросника отличаются высокой внутренней согласованностью (α = 0,91, ω = 0,92) в отношении общего измеряемого конструкта. Исключение факторов-шкал изменяет общую внутреннюю согласованность с высокой на приемлемую (ωН = 0,62). Значения ωН и ωНS расходятся незначительно (диапазон различий 0,03–0,09), что указывает на то, что внутри общего фактора благополучия определяются несколько шкал.

Таблица 2 / Table 2

Индексы внутренней согласованности для шкал опросника EPOCH

Internal consistency indices for EPOCH scales

Конструктная валидность

Коэффициенты корреляции представлены в табл. 3. Шкалы опросника слабо отрицательно коррелируют со значениями эмоциональных проблем (от -0,15 до -0,27) и нарушения дисциплины (от -0,18 до -0,29), кроме шкалы «Вовлеченность», как и ожидается исходя из содержания измеряемых конструктов. Шкалы опросника слабо положительно коррелируют с показателями гиперактивности (от 0,18 до 0,25) и проблем отношений (от 0,17 до 0,28). Корреляции средней силы наблюдаются со шкалой просоциального поведения (от 0,33 до 0,54) и шкалами базовых потребностей (от 0,28 до 0,67).

Таблица 3 / Table 3

Корреляции Спирмена между шкалами опросника EPOCH и опросников SDQ и опросника Удовлетворенности базовых психологических потребностей

Spearman Correlations Between EPOCH, SDQ and Basic Psychological Needs Satisfaction Scales

Примечания: курсивом выделены значения коэффициента корреляции, p-значения для которых больше, чем 0,05 (незначимые).

Note: Correlation coefficient values for which p-values are greater than 0,05 are italicized (not significant).

Обсуждение результатов

Основной задачей данной статьи было представить результаты проверки психометрических показателей опросника EPOCH: структуры опросника и его конструктной валидности. При изучении факторных нагрузок отдельных шкал оказалось, что вопрос 9 слабо нагружает соответствующую шкалу «Упорство» (см. Приложение А, Табл.3). Мы предположили, что вопрос был не совсем понятен респондентам, поэтому изменили перевод и в дальнейшем предлагаем использовать вместо формулировки «Я выполняю свои домашние задания от начала до конца и не прерываюсь, пока их не закончу» текст «Я делаю мои домашние задания до конца».

При сравнении средних значений шкал в русской и англоязычной выборках обращает на себя внимание более высокое значение по шкале «Счастье» у российских подростков по сравнению с подростками из США. Отклонения по значениям других шкал, на наш взгляд, менее выражены, принимая во внимание существенное различие в размерах выборок. Похожая тенденция была замечена при адаптации опросника EPOCH и его переводе на китайский язык (Kern et al., 2019): в среднем ответы на каждый из четырех вопросов шкалы «Счастье» у китайских подростков также значительно выше и сопоставимы с нашими результатами. Это может отражать культурное своеобразие, и следует принимать во внимание при использовании опросника в России. Некоторые исследования показали, что культурные особенности могут сильно влиять на значения средних по измеряемым шкалам, причем изменения становятся все более заметны при увеличении размеров выборок (Steinmetz, 2013), что потребует дальнейших исследований.

Конфирматорный факторный анализ подтверждает пятифакторную структуру русскоязычной версии опросника. Это отвечает результатам как оригинального психометрического исследования (Kern, Benson, Steinberg, Steinberg, 2016), так и китайской апробации опросника (Kern, Zeng, Hou, Peng, 2019). Модель DWLS показывает несколько лучшие индексы соответствия, что указывает скорее на порядковый характер полученных значений ответов. При дальнейших исследованиях с использованием этого опросника предпочтительнее выбирать методы, предназначенные для порядковых шкал.

В работе (Kern et al., 2019) авторы предполагают, что в опроснике можно выделить иерархическую структуру, в которой пять компонентов соотносятся с более общим конструктом благополучия (двухступенчатая структура опросника). В нашем исследовании это предположение подтверждается частично. Во-первых, в конфирматорном факторном анализе модель с 5 отдельными факторами показала лучшее соответствие данным, чем иерархическая модель. Во-вторых, анализ внутренней согласованности указывает на то, что поскольку различия ωН и ωНS между отдельными шкалами и общим показателем небольшие, то следует говорить скорее о пяти различных факторах, которые могут быть объединены в один общий конструкт. На практике это означает, что при работе с опросником можно отдельно измерять каждый компонент как часть общего показателя благополучия, однако говорить об иерархических связях внутри модели преждевременно.

При изучении конструктной валидности шкалы опросника предсказуемо положительно коррелировали со шкалами удовлетворенности базовых психологических потребностей. Это отвечает основным положениям теории самодетерминации, согласно которой удовлетворение этих потребностей отражает благополучие и процветание (Martela, Sheldon, 2019). Также ожидались отрицательные корреляции показателей благополучия со шкалами проблем опросника SDQ, что соответствовало бы результатам предыдущих исследований (например, Dudovitz et al., 2022; Leavey et al., 2020). Тем не менее шкалы опросника EPOCH положительно коррелируют с показателями проблем гиперактивности и проблем в отношениях у подростков в нашей выборке. Это может объясняться, например, возрастными особенностями: для подростков характерна тенденция гиперактивности и значимость проблем в отношениях, эти проблемы могут быть по-разному связаны с субъективным переживанием благополучия/неблагополучия в подростковом возрасте (Sekaran et al., 2024). Восприятие гиперактивности самими подростками может быть отражением их состоятельности и умелости и в этом смысле коррелировать с ПБ. Проблемы во взаимоотношениях со сверстниками могут восприниматься как факт наличия этих отношений независимо от их модальности. Самым травматичным для подростка является отсутствие отношений и переживание исключенности из группы. Возможно, связь ПБ и проблем в отношениях отражает эту особенность.

Заключение

Основной результат проведенной психометрической проверки русскоязычного варианта опросника EPOCH для оценки ПБ подростков – соответствие его требованиям для такого рода измерительных инструментов. Опросник аналогичен оригинальной версии по структуре и включает 20 утверждений самооценочного типа, которые позволяют оценить выраженность пяти компонентов модели ПБ – пяти шкал: вовлеченность; упорство; оптимизм; взаимосвязь; счастье. Интегральный показатель ПБ определяется на основе суммирования значений шкал.

Апробация опросника на российской выборке подростков и анализ его характеристик показали, что он соответствует требованиям для такого рода измерительных инструментов. Это надежный, удобный и компактный инструмент и может использоваться для исследований и практической деятельности в области психологии развития, психологии образования, а также в исследованиях психологического благополучия подростков в смежных с психологией областях – в социологии, медицинских науках, педагогике в разных социальных контекстах.

Ограничение данного исследования заключается в относительно небольшом размере исследовательской выборки и ее однородности по возрасту, полу, месту проживания, уровню образования. Вместе с тем результаты теоретического анализа изучаемого конструкта благополучия, а также психометрические характеристики русскоязычной версии опросника позволяют предположить, что на более крупных и различных по своим характеристиками русскоязычных выборках опросник будет давать адекватные результаты. Данное предположение требует дальнейшей эмпирической проверки.

К перспективным направлениям исследований по дальнейшей адаптации опросника для российских подростков можно отнести проверку других его версий, в частности 25-пунктовой версии, использующейся в некоторых зарубежных исследованиях. Кроме того, интерес представляет выявление связей компонентов благополучия с различными характеристиками респондентов (полом, составом семьи, количеством друзей, социальным статусом, индивидуально-психологическими характеристиками и др.). Перспективной представляется разработка тестовых норм в зависимости от возраста, уровня образования, от других показателей, дифференцирующих значения по шкалам опросника.

1. Белинская, Е.П., Шаехов, З.Д. (2023). Взаимосвязь психологического благополучия и адаптации к рискам цифрового мира в молодежном возрасте. Вестник Московского университета. Серия 14. Психология, 46(3), 239–260. https://doi.org/10.11621/LPJ-23-35
   Belinskaya, E.P., Shaehov, Z.D. (2023). The relationship between psychological well-being and adaptation to digital world risks in youth. Moscow University Psychology Bulletin, 46(3), 239–260. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/LPJ-23-35
2. Волкова, Е.Н., Микляева, А.В., Хороших, В.В. (2022). Субъективные предпосылки психологического благополучия одаренных подростков [Электронный ресурс]. Психологическая наука и образование, 27(1), 92–103. https://doi.org/10.17759/pse.2022270108
   Volkova, E.N., Miklyaeva, A.V., Khoroshikh, V.V. (2022). Subjective prerequisites for psychological well-being of gifted adolescents. Psychological Science and Education, 27(1), 92–103. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/pse.2022270108
3. Волкова, Е.Н., Сорокоумова, Г.В. (2024). Психологические критерии благополучия современных подростков в контексте изучения цифровой социализации. Социальная психология и общество, 15(2), 12–27. https://doi.org/10.17759/sps.20241502024
   Volkova, E.N., Sorokoumova, G.V. (2024). Psychological criteria of well-being in modern adolescents in the context of studying digital socialization. Social Psychology and Society, 15(2), 12–27. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/sps.20241502024
4. Дехтяренко, А.А., Савченко, Н.Л., Шлягина, Е.И. (2023). О различном вкладе личностных характеристик в компоненты субъективного благополучия. Вестник Московского университета. Серия 14. Психология, 46(3), 120–142. https://doi.org/10.11621/LPJ-23-30
   Dekhtyarenko, A.A., Savchenko, N.L., Shlyagina, E.I. (2023). On the Differential Contribution of Personality Traits to Subjective Well-being Components. Moscow University Psychology Bulletin, 46(3), 120–142. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/LPJ-23-30
5. Исаева, О.М., Акимова, А.Ю., Волкова, Е.Н. (2022). Факторы психологического благополучия российской молодежи. Психологическая наука и образование, 27(4), 24–35. https://doi.org/10.17759/pse.2022270403
   Isaeva, O.M., Akimova, A.Yu., Volkova, E.N. (2022). Factors of psychological well-being of Russian youth. Psychological Science and Education, 27(4), 24–35. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/pse.2022270403
6. Поливанова, К.Н. (2020). Новый образовательный дискурс: благополучие школьников. Культурно-историческая психология, 16(4), 26–34. https://doi.org/10.17759/chp.2020160403
   Polivanova, K.N. (2020). New educational discourse: Schoolchildren’s well-being. Cultural-Historical Psychology, 16(4), 26–34. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/chp.2020160403
7. Потанина, А.М., Моросанова, В.И. (2022). Индивидуально-типические особенности взаимосвязи осознанной саморегуляции, психологического благополучия и академической успеваемости учащихся 6-х классов. Теоретическая и экспериментальная психология, 15(1), 52–78. https://doi.org/10.24412/2073-0861-2022-1-52-78
   Potanina, A.M., Morosanova, V.I. (2022). Individual-typical features of the relationship between conscious self-regulation, psychological well-being, and academic performance in 6th-grade students. Theoretical and Experimental Psychology, 15(1), 52–78. (In Russ.). https://doi.org/10.24412/2073-0861-2022-1-52-78
8. Рассказова, Е.И., Садовничая, В.С. (2023). Субъективная неудовлетворенность потребности в межличностном общении и признаки психологического неблагополучия у подростков и молодых людей с разным уровнем суицидального риска. Вестник Московского университета. Серия 14. Психология, 46(4), 112–130. https://doi.org/10.11621/LPJ-23-41
   Rasskazova, E.I., Sadovnichaya, V.S. (2023). Subjective dissatisfaction with interpersonal communication needs and psychological distress in adolescents and young adults with varying levels of suicide risk. Moscow University Psychology Bulletin, 46(4), 112–130. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/LPJ-23-41
9. Рикель, А.М., Туниянц, А.А., Батырова, Н. (2017). Понятие субъективного благополучия в гедонистическом и эвдемонистическом подходах. Вестник Московского университета. Серия 14: Психология, (2), 64–82. https://doi.org/10.11621/vsp.2017.02
   Rikel, A.M., Tuniyants, A.A., Batyrova, N. (2017). The concept of subjective well-being in hedonistic and eudaimonic approaches. Moscow University Psychology Bulletin, (2), 64–82. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/vsp.2017.02
10. Руднова, Н.А., Корниенко, Д.С., Волкова, Е.Н., Исаева, О.М. (2023). Цифровая родительская медиация и ее связь с показателями психологического благополучия детей школьного возраста. Наука телевидения, 19(1), 175–198. https://doi.org/10.30628/1994-9529-2023-19.1-175-198
    Rudnova, N.A., Kornienko, D.S., Volkova, E.N., Isaeva, O.M. (2023). Digital Parental Mediation and Its Connection to Psychological Well-being Indicators in School-Aged Children. Television Science, 19(1), 175–198. (In Russ.). https://doi.org/10.30628/1994-9529-2023-19.1-175-198
11. Шилко, Р.С., Долгих, А.Г., Алмазова, О.В. (2018). Измерение психического здоровья в образовательном пространстве: шкала психологического благополучия Варвик-Эдинбург. В: Л.А. Цветкова, Е.Н. Волкова, А.В. Микляева (Ред.), Герценовские чтения: психологические исследования в образовании. В 2 ч. Часть 1 (с. 285–290). СПб: РГПУ.
    Shilko, R.S., Dolgikh, A.G., Almazova, O.V. (2018). Measuring mental health in educational settings: Warwick-Edinburgh Mental Well-being Scale. In: L.A. Tsvetkova, E.N. Volkova, A.V. Miklyaeva (Ed.), Herzen Readings: Psychological Research in Education. In 2 parts. Part 1 (pp. 285–290). Saint Petersburg: RSPU. (In Russ.).
12. Adler, A., Seligman, M.E. (2016). Using wellbeing for public policy: Theory, measurement, and recommendations. International Journal of Wellbeing, 6(1), 1–35.
13. Carlo, G., Randall, B.A. (2002). The Development of a Measure of Prosocial Behaviors for Late Adolescents. Journal of Youth and Adolescence, 31(1), 31–44.
14. Deci, E.L., Ryan, R.M. (2008). Self-determination theory: A macrotheory of human motivation, development, and health. Canadian Psychology, 49(3), 182–185.
15. Dray, J., Bowman, J., Campbell, E., Freund, M., Wolfenden, L., Hodder, R.K., McElwaine, K., Tremain, D., Bartlem, K., Bailey, J., Small, T. (2017). Systematic review of universal resilience-focused interventions targeting child and adolescent mental health in the school setting. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry, 56(10), 813–824.
16. Dudovitz, R.N., Thomas, K., Shah, M.D., Szilagyi, P.G., Vizueta, N., Vangala, S., Shetgiri, Kapteyn, A. (2022). School-Age Children's Wellbeing and School-Related Needs During the COVID-19 Pandemic. Academic Pediatrics, 22(8), 1368–1374. https://doi.org/10.1016/j.acap.2022.01.015
17. Dueber, D.M. (2017). Bifactor Indices Calculator: A Microsoft Excel-based tool to calculate various indices relevant to bifactor CFA models. https://doi.org/10.13023/edp.tool.01
18. Gagne, M. (2003). The role of autonomy support and autonomy orientation in prosocial behavior engagement. Motivation and Emotion, 27, 199–223. https://doi.org/10.1023/A:1025007614869
19. Goodman, R. (1997). The strengths and difficulties questionnaire: a research note. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 38(5), 581–586.
20. Goodman, R., Slobodskaya, H.R., Knyazev, G.G. (2005). Russian child mental health: a cross-sectional study of prevalence and risk factors. European Child & Adolescent Psychiatry, 14, 28–33.
21. Hu, L., Bentler, P.M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
22. Kern, M.L., Benson, L., Steinberg, E.A., Steinberg, L. (2016). The EPOCH measure of adolescent well-being. Psychological Assessment, 28, 586–597. http://dx.doi.org/10.1037/pas0000201
23. Kern, M.L., Waters, L.E., Adler, A., White, M.A. (2015). A multidimensional approach to measuring wellbeing in students: Application of the PERMA framework. The Journal of Positive Psychology, 10(3), 262–271.
24. Kern, M.L., Zeng, G., Hou, H., Peng, K. (2019). The Chinese Version of the EPOCH Measure of Adolescent Well-Being: Testing Cross-Cultural Measurement Invariance. Journal of Psychoeducational Assessment, 37(6), 757–769. https://doi.org/10.1177/0734282918789561
25. Leavey, G., Rosato, M., Harding, S., Corry, D., Divin, N., Breslin, G. (2020). Adolescent mental health problems, suicidality and seeking help from general practice: A cross-sectional study (Northern Ireland Schools and Wellbeing study). Journal of Affective Disorders, 274, 535–544. https://doi.org/10.1016/j.jad.2020.05.083
26. Martela, F., Sheldon, K.M. (2019). Clarifying the Concept of Well-Being: Psychological Need Satisfaction as the Common Core Connecting Eudaimonic and Subjective Well-Being. Review of General Psychology, 23(4), 458–474. https://doi.org/10.1177/1089268019880886
27. Revelle, W. (2024). Psych: Procedures for Psychological, Psychometric and Personality Research. Northwestern University, Evanston, Illinois. R package version 2.4.6. https://CRAN.R-project.org/package=psych
28. Revelle, W., Zinbarg, R.E. (2009). Coefficients alpha, beta, omega, and the glb: Comments on Sijtsma. Psychometrika, 74(1), 145–154. https://doi.org/10.1007/s11336-008-9102-z
29. Rodriguez, A., Reise, S.P., Haviland, M.G. (2016). Evaluating bifactor models: Calculating and interpreting statistical indices. Psychological Methods, 21(2), 137–150. https://doi.org/10.1037/met0000045
30. Rodriguez, A., Reise, S.P., Haviland, M.G. (2016). Applying bifactor statistical indices in the evaluation of psychological measures. Journal of Personality Assessment, 98(3), 223–237. https://doi.org/10.1080/00223891.2015.1089249
31. Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical Software, 48(2), 1–36. https://doi.org/10.18637/jss.v048.i02
32. Ryan, R.M., Deci, E.L. (2000). Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being. American Psychologist, 55(1), 68–78. https://doi.org/10.1037/0003-066X.55.1.68
33. Ryff, C.D. (1989). Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 57(6), 1069–1081.
34. Sekaran, V.C., Prabhu, V., Ashok, L., D'Souza, B., Shetty, S.D., Nair, R. (2024). Predictors of Adolescent Internalizing and Externalizing Mental Health Symptoms: A School-Based Study in Southern India. International Journal of Environmental Research and Public Health, 21(4), 393. https://doi.org/10.3390/ijerph21040393
35. Seligman, M.E. (2012). Flourish: A visionary new understanding of happiness and well-being. New York: Simon and Schuster.
36. Steinmetz, H. (2013). Analyzing observed composite differences across groups: Is partial measurement invariance enough? Methodology, 9(1), 1–12. https://doi.org/10.1027/1614-2241/a000049