Особенности применения русскоязычной версии шкалы диспозиционной осознанности (CAMM) для подростков

351

Аннотация

Работа направлена на адаптацию шкалы измерения диспозиционной осознанности Child and Adolescent Mindfulness Measure – CAMM (Greco, Baer, Smith) для русскоязычной выборки подростков. Современные отечественные и зарубежные исследования диспозиционной осознанности демонстрируют ее связь с психологическим здоровьем молодежи. В этом ключе диагностика диспозиционной осознанности может применяться с прогностическими целями для выявления уровня психологического благополучия, социальной адаптации и поведенческих проблем подростков. Тем не менее к настоящему моменту не представлен диагностический инструментарий, который направлен на данную возрастную группу. Для психометрической проверки русскоязычной версии шкалы диспозиционной осознанности было проведено сравнение факторной структуры оригинальной и адаптированной версии шкалы, использовался конфирматорный факторный анализ, коэффициенты Спирмена-Брауна и Кронбаха, оценивалась критериальная валидность, были разработаны центильная шкала и шкала стенов опросника. В исследовании приняли участие 411 подростков (52% девочек и 48% мальчиков), проживающих в Москве и Московской области. Возрастной диапазон – от 13 до 15 лет. Адаптированная шкала характеризуется удовлетворительной степенью внутренней согласованности, что подтверждается величиной коэффициентов Спирмена-Брауна и Кронбаха. В отличие от однофакторной оригинальной версии шкалы, конфирматорный анализ русскоязычной версии выявил двухфакторную структуру с пересекающимися факторами. Диспозиционная осознанность подростков положительно коррелирует с релевантными конструктами, такими как психологическое благополучие, и отрицательно коррелирует с интернализированными и с экстернализированными проблемами подростков. Выявлена положительная достоверная связь с готовностью подростков к оказанию помощи и отрицательная – с агрессией в классе. Проведенное исследование позволяет говорить о том, что адаптированная русскоязычная шкала диспозиционной осознанности продемонстрировала хорошие психометрические показатели и данный инструментарий можно рассматривать как пригодный для практического применения.

Общая информация

Ключевые слова: осознанность, подростки, шкала диспозиционной осознанности, факторная модель, критериальная валидность

Рубрика издания: Психология развития

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/psyedu.2020120205

Для цитаты: Зотова Л.Э., Губанов А.В., Сидячева Н.В. Особенности применения русскоязычной версии шкалы диспозиционной осознанности (CAMM) для подростков [Электронный ресурс] // Психолого-педагогические исследования. 2020. Том 12. № 2. С. 72–90. DOI: 10.17759/psyedu.2020120205

Полный текст

 

Введение

Последние десятилетия в зарубежной психологической науке активно развивается тема осознанности (Mindfulness) (R.A. Baer, S.R. Bishop, K.W. Brown, L.A. Greco, J. Kabat-Zinn, E.J. Langer, R.M. Ryan, D.J. Siegel, G.T. Smith и др.).

В отечественную психологию тема осознанности пришла сравнительно недавно, но ее развитие отличается интенсивностью. Работы А.М. Голубева, Д.Г. Дьякова, Н.В. Гришиной, Е.А. Дорошевой, Л.Э. Зотовой, С.П. Ивановой, И.И. Кобзаревой, Е.А. Ковалевой, О.С. Прилепских, О.Д. Пуговкиной, А.И. Слоновой, Т.И. Шульги, Н.М. Юмартовой и др. [1; 3; 5; 8-12] носят обзорный характер проблемы осознанности, раскрывают ее роль в структуре психологических качеств личности, а также предлагают набор инструментов для измерения осознанности.

По мнению K.W. Brown и R.M. Ryan, осознанность означает повышенное внимание и осведомленность о текущем опыте или настоящем моменте жизни [16]. Основной характеристикой осознанности, как считают Deikman и Martin, является открытое и восприимчивое осознание и внимание, которые выражаются в более постоянном и устойчивом фокусе к происходящим событиям и опыту [18; 28].

Основоположник традиции изучения осознанности в зарубежной психологии J. Kabat-Zinn в осознанность включает [25]:

-    наблюдение за собой с сочувствием, без критики (Non-judging);

-    установку на отношение к тому, что происходит, как к чему-то совершенно новому и незнакомому, поиск новизны в привычных вещах (Beginner mind);

-    умение отпустить идеи, вещи, события, желания, за которые мы цепляемся;

-    умение не застревать в ловушке предпочтений или отвержений (Letting Go);

Том 12. № 2. С. 72-90.

-    позволение себе пережить то, что происходит, вместо того, чтобы ставить цели и их достигать (Non-striving).

S. Orsillo и L. Roemer рассматривают осознанность как состояние «расширенного внимания» с целью воспринять то, что человек переживает в своем внутреннем мире, и то, что происходит в окружающей его среде [29].

Осознанность изучается как состояние, которое может быть улучшено путем участия человека в медитативных практиках и программах (Kabat-Zinn, Lazar, Segal, Teasdale и др.), и как диспозиционная черта личности, то есть ее стабильная характеристика (Adams, Bao, Brown, Hertz, Lavender, Martin, Masuda, Tan, Smith и др.). Базовой предпосылкой является утверждение, высказанное J. Kabat-Zinn, что индивиды могут различаться в своей способности быть более или менее осознанными, то есть каждый человек имеет некий базовый, исходный уровень осознанности, или так называемую диспозиционную осознанность (Dispositional Mindfulness).

Многозначность понятия «осознанность» связана с наличием различных концептуальных моделей.

Так, например, S. Bishop включает в структуру модели осознанности два аспекта: 1. саморегуляцию внимания, что выражается в обеспечении сосредоточения на происходящем в данный момент, без отвлечения внимания на прошлое или будущее (ongoing awareness); 2. отношение к получаемому опыту, в основе которого лежит любопытство, открытость новому опыту и принятие (acceptance) [14].

Модель K. Brown, R. Ryan является одномерной и отражает «присутствие в настоящем» (Being Present), то есть готовность поддерживать внимание к тому, что происходит в настоящем моменте времени.

Наиболее полно аспекты осознанности представлены в конструкте R. Baer, G. Smith, K. Allen, которые обеспечили наиболее эксплицитное и детальное описание осознанности как единства четырех аспектов [13]:

1.        Наблюдения (Observing) - степени, с которой респонденты обращают внимание на внутренние феномены, такие как мысли, чувства и телесные ощущения.

2.        Осознанных действий (Acting with awareness) - этот феномен отражает осознание текущего момента, полную фокусировку на одной вещи (задаче) в определенный промежуток времени, включенность в текущую деятельность.

3.        Безоценочного принятия (Accepting without judgment) - воздержания от применения оценочных суждений и позволения реальности быть такой, как она есть, без попыток отстраниться, избежать или изменить ее. Безоценочность не приравнивается к пассивности или уходу, а поощряет человека давать более адаптивный ответ на проблемные ситуации, предотвращая импульсивность, автоматизм и неадаптивное поведение.

4.        Описания (Describing) - умения респондентов безоценочно описывать словами

феномены внутренней психической жизни: ощущения, эмоции, чувства, мысли.

В связи с многомерностью понимания конструкта осознанности одной из проблем является ее измерение. Как отмечают А.М. Голубев и Е.А. Дорошева: «Существует широкий набор инструментов для диагностики осознанности, но, основываясь на разных ее моделях, они зачастую измеряют разные аспекты данного феномена» [1, с. 49].

В настоящее время в отечественной психологической науке наиболее востребованными являются опросники, построенные на одномерном понимании конструкта осознанности («Опросник внимательности и осознанности MAAS» K. Brown, R. Ryan в адаптации к российской выборке А.М. Голубева) и признании многомерности данного конструкта («Пятифакторный опросник осознанности FFMQ» R. Baer, G. Smith в адаптации А.М. Голубева и Е.А. Дорошевой). Данные опросники направлены на диагностику выраженности диспозиционной осознанности взрослых людей.

Особо остро стоит вопрос об измерительных инструментах осознанности детей и подростков. Трудности их создания связаны не только с выбором модели, которая могла бы в полной мере описать феномен осознанности, но и с тем, что некоторые модели не могут быть использованы в силу того, что у детей и подростков ряд умений находится в процессе развития, а навыки осознанности менее дифференцированы, чем у взрослых. Например, при создании первого варианта шкалы CAMM для детей и подростков (Child and Adolescent Mindfulness Measure) L. Greco исключает параметр «Описание» в виду того, что в данной возрастной группе способность облекать в вербальную форму свои внутренние переживания находится еще в стадии развития.

Ряд авторов отмечают, что исследования среди детей и подростков должны рассматриваться как предположительные ввиду того, что измерительные инструменты, направленные на данную возрастную категорию, демонстрируют культурные особенности и проблемы с надежностью [24]. Тем не менее различные подходы к измерению осознанности у детей и подростков демонстрируют единый конструкт с двумя связными параметрами: осознанные действия и безоценочное принятие [24].

Первый измерительный инструмент осознанности для детей и подростков был разработан L.A. Greco, R.A. Baer, G.T. Smith (Child and Adolescent Mindfulness Measure) в 2011 году для оценки осознанности как диспозиционной черты, которой гипотетически может обладать каждый респондент в большей или меньшей степени [22; 27].

Психометрическая работа над оригинальной шкалой осуществлялась L. Greco и др. в несколько этапов. Сначала была создана версия шкалы, включающая 25 утверждений, впоследствии шкала сократилась до 16 и 10 пунктов. Примененный эксплораторный факторный анализ к шкале из 16 пунктов показал наличие двухфакторной структуры. Утверждения первого фактора отражали осознание настоящего момента и осуждающую, не принимающую реакцию на мысли и чувства; во второй фактор входило всего 3 утверждения, касающихся избегающей позиции к неприятным чувствам и мыслям. Однако затем авторы отказались от двухфакторной структуры в пользу однофакторной по следующим соображениям: во-первых, фактор, состоящий из трех утверждений, продемонстрировал нестабильность в различных выборках; во-вторых, содержание трех утверждений, входящих во второй фактор, не сильно отличалось от утверждений, входящих в первый фактор, и по своей сути отражало оценочное отношение к мыслям и чувствам. Это позволило авторам отвергнуть двухфакторную структуру и сделать выбор в пользу однофакторной шкалы из 10 пунктов, демонстрирующих лучшую степень внутренней согласованности утверждений.

Однако ряд авторов (J. Guerra, M. Garcia-Gomez, J. Turanzas, J. Cordon, C. Suarez-Jurado, J. Mestre, С. Garda-Rubio, R. Rodriguez-Carvajal, A. Langer, P. Steinebach и др.) отмечали, что оригинальная версия шкалы из 10 пунктов не подходит в других культурных контекстах из- за низкой внутренней согласованности некоторых пунктов. Для лучшей конвергентной валидности и приведения шкалы к однофакторной структуре она была сокращена до 7 пунктов [20] и даже до 5 пунктов [24], продемонстрировав при этом хорошие психометрические данные.

Целью нашей работы явилось изучение психометрических свойств шкалы измерения осознанности у детей и подростков (Child and Adolescent Mindfulness Measure) и апробация опросника на российской выборке.

Были поставлены следующие задачи:

1.        Оценка внутренней согласованности шкалы.

2.        Определение факторной структуры опросника.

3.        Оценка критериальной валидности шкалы.

Программа исследования

Для перевода утверждений оригинальной версии шкалы были привлечены профессиональные переводчики и специалисты с психологическим образованием, полученным в США. Был использован метод двойного перевода. Для точности смысловой передачи шкала проверялась на небольшой выборке подростков, после чего вносились необходимые правки в текст. Отредактированная шкала была предложена обширной выборке подростков школ Москвы и Московской области.

Выборка. В оценке психометрических свойств шкалы принимало участие 411 подростков. Репрезентативность выборки была обеспечена представленностью в ней испытуемых разного пола (52% девочек и 48% мальчиков) и разного местожительства (65% - проживающих и обучающихся в Московской области и 35% - в Москве). Возрастной диапазон - от 13 до 15 лет.

В исследовании мы не ориентировались на детей до 13 лет в связи с тем, что навыки распознавания своих чувств и реакций на них у младшей возрастной группы находятся в стадии формирования.

Материалы. Опросник состоит из 10 утверждений, каждое из которых оценивается по 5­балльной шкале Лейкерта («всегда неверно»=0 баллов, «редко, когда это верно»=1 балл, «иногда это верно»=2 балла, «чаще всего это верно»=3 балла, «всегда верно»=4 балла).

Баллы по всем утверждениям являются реверсивными. При подсчете происходит обратный перевод баллов: 0< >4; 1>3; 2 балла присуждается респонденту без перевода в другие числовые значения. Показатель осознанности рассчитывается суммированием баллов, полученных по каждому утверждению. Чем выше суммарный балл, тем в большей степени испытуемый проявляет осознанность.

В целях проверки критериальной валидности шкалы осознанности для подростков использовались:

1.        шкала психологического благополучия К. Рифф в адаптации Л.В. Жуковской и Е.Г. Трошихиной [4];

2.        опросник «Сильные стороны и трудности» (SDQ) Гудмана, апробация проведена Е. Слободской, М. Розенбушем, Н. Бодягиной, С. Грачевым, Г. Князевым и В. Гафуровым, вариант для учителей [21];

3.        опросник социального климата в классе: шкалы «готовность к помощи» и «агрессия в классе» (LASSO) М. Saldern, К. Littig [33].

Статистическая обработка. Обработка данных осуществлялась с помощью статистического пакета IBM SPSS Amos 19.

Для оценки внутренней согласованности использовался коэффициент надежности Спирмена-Брауна и коэффициент альфа Кронбаха, для проверки адекватности однофакторной и двухфакторной моделей мы провели конфирматорный факторный анализ. Оценка критериальной валидности шкалы проводилась с помощью корреляционного анализа.

Результаты исследования и их обсуждение

Внутренняя согласованность опросника. Оценка внутренней согласованности шкалы осуществлялась при помощи вычисления коэффициентов Спирмена-Брауна и Кронбаха. Для опросника коэффициент надежности Спирмена-Брауна р=0,71, коэффициент Кронбаха а=0,72. Обе оценки указывают на приемлемую надежность теста.

Конфирматорный факторный анализ. С целью исследования факторной модели шкалы был применен конфирматорный факторный анализ (Kline, 2011) по аналогии с оригинальным исследованием L.A. Greco и др. [22; 26]. В отличие от оригинального, в нашем исследовании сравнивались однофакторная и двухфакторная модели, кроме того, наши данные сопоставлялись с данными оригинального исследования, представленными в соответствующей статье (Greco, Baer, Smith, 2011).

Оценка характера многомерного распределения данных по обследуемой выборке не позволила признать его нормальность, поэтому для оценки согласованности моделей и их параметров применялся метод, приблизительно свободный от распределения.

В табл. 1-4 приводятся индексы согласованности однофакторной и двухфакторной моделей с исходными данными, полученными в нашем исследовании, в сравнении с аналогичными индексами для однофакторной модели, представленными в описании оригинального исследования.

Таблица 1

Индекс согласованности CMIN для однофакторной и двухфакторной моделей шкалы

Модель

CMIN

DF

P

CMIN/DF

Однофакторная модель

89,694

35

,000

2,563

Двухфакторная модель

61,713

33

,002

1,870

Поскольку показатель P меньше выбранного уровня значимости, равного 0,05, приходится признать, что ни одна из рассматриваемых в нашем исследовании моделей не согласуется с данными по критерию хи-квадрат. Хотя для двухфакторной модели этот показатель лучше, так как он ближе к уровню значимости.

CMIN/DF=2,563 для однофакторной модели превосходит 2 (критическое значение CMIN/DF равняется 2 и больше), а для двухфакторной модели CMIN/DF=1,870 меньше 2, поэтому можно утверждать, что по данному индексу двухфакторная модель согласуется с данными, а однофакторная - нет.

В статье, описывающей оригинальное исследование, данные по этой группе индексов вообще не приводятся, хотя эта группа индексов считается одной из самых важных.

Таблица 2

Индекс согласованности RMSEA для однофакторной и двухфакторной моделей шкалы

Модель

RMSEA

LO 90

HI 90

PCLOSE

Однофакторная модель

,062

,046

,078

,101

Двухфакторная модель

,046

,028

,064

,613

RMSEA - квадратный корень из среднего квадрата ошибки аппроксимации. Значение RMSEA не более 0,08 считается приемлемым. По этому индексу обе модели согласуются с данными, но у двухфакторной модели это согласование лучше, поскольку ее индекс меньше 0,05, что указывает на отличную ее согласованность по этому индексу.

HI90 - верхняя граница 90%-ного доверительного интервала RMSEA. Ни для одной из моделей она не превышает своего критического значения, равного 0,1. По данному индексу обе модели согласуются с исходными данными, но у двухфакторной модели это согласование лучше, так как его верхняя граница доверительного интервала ниже.

PCLOSE - вероятность того, что RMSEA не больше 0,05. Значение вероятности больше уровня значимости, равного 0,05, позволяет говорить о приемлемости величины ошибки аппроксимации, т.е. по данному индексу обе модели также согласуются с исходными данными. У двухфакторной модели эта согласованность выше, так как ее вероятность больше.

Для модели оригинального исследования RMSEA=0,07, что едва вписывается в диапазон приемлемых значений. По этому индексу данная модель согласуется хуже, чем наша однофакторная модель, и еще хуже, чем наша двухфакторная. Кроме того, значение этого индекса полностью обесценивается, поскольку в соответствующей статье не приводится величина индекса PCLOSE, указывающего на значимость величины RMSEA.

Таблица 3

Индекс согласованности GFI для однофакторной и двухфакторной моделей шкалы

Модель

GFI

AGFI

Однофакторная модель

,957

,933

Двухфакторная модель

,971

,951

 

GFI (AGFI) - индекс качества подгонки (улучшенный индекс качества подгонки) в районе 0,9 и выше указывает на хорошее соответствие модели данным. Таким образом, по этому индексу обе наши модели хорошо согласуются с исходными данными, но у двухфакторной модели это согласование лучше, так как оба ее индекса соответственно выше.

Для модели оригинального исследования в соответствующей статье ни один из этих индексов не приводится.

Таблица 4

Индексы согласованности NFI, TLI, CFI для однофакторной и двухфакторной моделей шкалы

Модель

NFI

TLI (NNFI)

CFI

Однофакторная модель

,581

,584

,677

Двухфакторная модель

,712

,768

,830

NFI - нормированный индекс согласия, TLI (NNFI) - коэффициент Тюке-Льюиса (ненормированный индекс согласия), CFI - сравнительный индекс согласия. Каждый из индексов, превышающий 0,9, указывает на приемлемое соответствие модели данным. Таким образом, по этим трем индексам ни одна из наших моделей не согласуется удовлетворительно с исходными данными, хотя следует отметить, что для двухфакторной модели каждый из этих индексов выше.

В статье для однофакторной модели оригинального исследования приводится TLI (NNFI)=0,87 и CFI=0,9, что указывает на ее приемлемость лишь по индексу CFI.

Таким образом, по 5-ти из 10-ти важнейших индексов однофакторная модель соответствует данным, полученным в нашем исследовании, а по 5-ти - не соответствует, поэтому лишь с определенной осторожностью можно говорить о согласованности однофакторной модели с исходными данными.

Двухфакторная модель с пересекающимися факторами хорошо согласуется с исходными данными по 6-ти из 10-ти индексов, причем все ее показатели лучше, чем для однофакторной модели. Поэтому для описания структуры шкалы осознанности подростков следует принять двухфакторную модель с пересекающимися факторами.

Таким образом, у нас есть основание осторожно говорить о согласованности однофакторной модели с исходными данными по двум причинам:  во-первых, представленные нами психометрические данные говорят в пользу двухфакторной модели; во-вторых, не все показатели в оригинальном исследовании L.A. Greco подтверждают наличие только одного фактора, например, ничего не говорится о согласованности модели по такому важному критерию, как хи-квадрат (группа индексов CMIN), а также трудно говорить об удовлетворительной величине индекса RMSEA без показателя PCLOSE.

Оценки нестандартизированных коэффициентов регрессии, ковариации и дисперсий для двухфакторной модели оказались значимыми на уровнях от р<0,001 до p<0,05. Статистическая достоверность этих оценок дополнительно указывает на ее состоятельность.

На рисунке представлена итоговая двухфакторная модель шкалы осознанности подростков со стандартизированными коэффициентами.

Рис. Двухфакторная модель шкалы диспозиционной осознанности

Результаты конфирматорного факторного анализа показывают, что двухфакторная модель с пересекающимися факторами может рассматриваться как наиболее удовлетворительно описывающая структуру шкалы осознанности подростков по сравнению с однофакторной моделью.

В первый фактор (который условно можно назвать «Оценка») входят утверждения, отражающие невнимательное, отрицающее и негативное отношение респондентов к событиям жизни (например, «В школе я хожу с урока на урок, не замечая то, что я делаю») и к своим мыслям и чувствам (например, «Я расстраиваюсь, когда у меня появляется чувство, которое я не могу объяснить»). Во второй фактор (который условно можно назвать «Стратегии поведения») входят утверждения, касающиеся стратегии отказа от чувств и мыслей, которые получили у респондентов негативную оценку («Я отгоняю от себя мысли, которые мне не нравятся», «Я подавляю в себе чувства, которые мне не нравятся»). Одно утверждение «Мне тяжело концентрироваться на чем-то одном» относится как к первому, так и ко второму факторам. Вероятно, это связано с тем, что умение концентрироваться на чем-то одном является базовой характеристикой для осознания своих чувств, мыслей, поведенческих актов и выбора последующих стратегий поведения.

Оценка критериальной валидности шкалы. Для исследования критериальной валидности был проведен корреляционный анализ осознанности подростков с другими релевантными конструктами, к которым относятся психологическое благополучие [6; 15;   16; 30; 35], эмоциональные и поведенческие трудности подростков [7; 17;          19; 31; 32], социальный климат в классе [19; 23; 34]. Результаты этого анализа представлены в табл. 5.

Таблица 5

Коэффициенты линейной корреляции между диспозиционной осознанностью
подростков и релевантными переменными (N=411)

Переменная

Индекс корреляции

Индекс значимости

Психологическое благополучие

 

 

Автономия

0,16

<0,01

Компетентность

0,27

<0,01

Личностный рост

0,22

<0,01

Позитивные отношения

0,17

<0,01

Жизненные цели

0,22

<0,01

Самопринятие

0,38

<0,01

Сильные стороны и трудности

 

 

Гиперактивность/невнимательность

-0,14

<0,01

Эмоциональные симптомы

-0,13

<0,01

Проблемы с поведением

-0,09

не значим

Проблемы взаимоотношений со сверстниками

-0,11

<0,05

Просоциальное поведение

0,07

не значим

Интернализированные проблемы

-0,13

<0,01

Экстернализированные проблемы

-0,13

<0,01

Социальный климат в классе

 

 

Готовность к помощи

0,16

<0,01

Агрессивный климат

-0,23

<0,01

Выявлены статистически достоверные положительные связи диспозиционной осознанности со всеми показателями психологического благополучия: автономией, компетентностью, личностным ростом, позитивными отношениями, жизненными целями и самопринятием.

Осознанность отрицательно коррелирует с такими симптомами пограничных нервно­психических расстройств, как: гиперактивность, эмоциональные симптомы, проблемы взаимоотношений со сверстниками. В целом отрицательно коррелирует как с интернализированными, так и с экстернализированными проблемами подростков.

Диспозиционная осознанность связана с характеристиками социального климата в учебном классе: выявлена положительная достоверная связь с готовностью к помощи и отрицательная - с агрессией в классе.

Выводы

Шкала диспозиционной осознанности CAMM (L. Greco и др.) прошла апробацию на выборке 411 подростков Москвы и Московской области. Возрастной диапазон респондентов - 13-15 лет.

Шкала характеризуется удовлетворительной степенью внутренней согласованности, что подтверждается размерами коэффициентов Спирмена-Брауна и Кронбаха. В отличие от однофакторной оригинальной версии шкалы, конфирматорный анализ адаптированной версии шкалы выявил двухфакторную структуру с пересекающимися факторами.

Диспозиционная осознанность подростков коррелирует с релевантными конструктами, такими как психологическое благополучие (положительная связь со всеми показателями), отрицательно коррелирует с интернализированными и с экстернализированными проблемами подростков. Выявлена положительная достоверная связь с готовностью подростков к оказанию помощи и отрицательная - с агрессией в классе.

Ограничениями нашего исследования являются достаточно узкий возрастной диапазон и представленность выборки одним регионом (Москва и Московская область). Также стоит отметить, что полученные психометрические данные могут быть изменены путем построения принципиально другой логики исследования: приведения оригинального опросника к однофакторной структуре. Дальнейшие исследования могут быть направлены на преодоление указанных выше ограничений.

Тем не менее предложенный вариант шкалы измерения диспозиционной осознанности подростков продемонстрировал хорошие психометрические показатели, что позволяет рассматривать данный инструментарий как пригодный для практического применения.

Приложение

Таблица А1

Шкала диспозиционной осознанности подростков (ШДОП)

Прочитайте каждое утверждение, потом отметьте цифру, которая отражает, насколько каждое предложение правдиво для Вас.

 

Всегда неверно

Редко, когда это верно

Иногда это верно

Чаще всего это верно

Всегда верно

1. Я расстраиваюсь, когда у меня появляется чувство, которое я не могу объяснить.

0

1

2

3

4

2. В школе я хожу с урока на урок, не замечая то, что я делаю.

0

1

2

3

4

3. Я себе нахожу занятия, чтобы не замечать своих мыслей

и чувств.

0

1

2

3

4

4. Я сам себя убеждаю, что я не должен чувствовать то, что я чувствую.

0

1

2

3

4

5. Я отгоняю от себя мысли, которые мне не нравятся.

0

1

2

3

4

6. Мне тяжело

концентрироваться на чем-то одном.

0

1

2

3

4

7. Я думаю о событиях, которые происходили в прошлом, вместо того, чтобы думать о том, что происходит сейчас.

0

1

2

3

4

8. Меня расстраивают некоторые мои мысли.

0

1

2

3

4

9. Я думаю, что некоторые из моих чувств - плохие и что мне не следует их иметь.

0

1

2

3

4

10. Я подавляю в себе чувства, которые мне не нравятся.

0

1

2

3

4

 

Таблица А2

Том 12. № 2. С. 72-90.

Центильная шкала опросника ШДОП

Сырой тестовый балл

0-15

16-17

18-19

20-22

23

24-25

26-27

28-29

30-32

33-40

Центиль

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

 

Таблица А3

Шкала стенов опросника ШДОП

Сырой тестовый балл

0-11

12-14

15-17

18-20

21-24

25-27

28-30

31-33

34-37

38-40

Стен

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

 

 

Литература

  1. Голубев А.М., Дорошева Е.А. Особенности применения русскоязычной версии пятифакторного опросника осознанности // Сибирский психологический журнал. 2018. № 69. С. 46–68. DOI:10.17223/17267080/69/3
  2. Гоулман Д. Фокус. О внимании, рассеянности и жизненном успехе / Пер. с англ. М. Молчан; под ред. В. Горностаевой. М.: Изд-во Аст: CORPUS, 2017. 384 с.
  3. Дьяков Д.Г., Слонова А.И. Практики осознанности в развитии когнитивной сферы: оценка краткосрочной эффективности программы Mindfulness-Based Cognitive Therapy // Консультативная психология и психотерапия. 2019. Том 27. № 1. С. 30–47. DOI:10.17759/cpp.2019270103
  4. Жуковская Л.В., Трошихина Е.Г. Шкала психологического благополучия К. Рифф // Психологический журнал. 2011. № 2. С. 82–93.
  5. Зотова Л.Э. Роль персональных ресурсов в формировании представления педагогов о ресурсообеспеченности // Вестник Московского государственного областного университета. Серия: Психологические науки. 2018. № 2. С. 114–124. DOI:10.18384/2310-7235-2018-2-114-124
  6. Карабанова О.А. Роль семьи и школы в обеспечении психологического благополучия младших школьников // Психологическая наука и образование. 2019. Том 24. № 5. С. 16–26. DOI:10.17759/pse.2019240502
  7. Клименкова Е.Н. Способность к эмпатии и качество интерперсональных отношений у подростков и молодежи // Консультативная психология и психотерапия. 2017. Том 25. № 4. С. 59–70. DOI:10.17759/cpp.2017250405
  8. Пуговкина О.Д., Шильникова З.Н. Концепция mindfulness (осознанность): неспецифический фактор психологического благополучия // Современная зарубежная психология. 2014. Том 3. № 2. С. 18–28.
  9. Прилепских О.С., Кобзарева И.И. Феномен осознанности в современной психологической практике // Научный альманах. Психологические науки. 2015. № 8. С. 1546–1548. DOI:10.17117/na.2015.08.1546
  10. Шульга Т.И. Осознанность подростков-сирот и подростков, оставшихся без попечения родителей, как фактор психологического благополучия // Психологическая наука и образование. 2019. Том 24. № 4. C. 36–50. DOI:10.17759/pse.2019240403
  11. Шульга Т.И., Зотова Л.Э. Осознанность как особое качество современной молодежи // Материалы Всероссийской научно-практической конференции с международным участием памяти академика РАО А.В. Петровского «Социальная психология и общество: история и современность» (г. Москва, 15-16 октября 2019 г.). М.: ФГБОУ ВО МГППУ, 2019. С. 204–208.
  12. Юмартова Н.М., Гришина Н.В. Осознанность (mindfulness): психологические характеристики и адаптация инструментов измерения // Психологический журнал. 2016. Том 37. № 4. С. 105–115.
  13. Baer R., Smith G., Allen K. Assessment of Mindfulness by Self-Report. The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills // Assessment. 2004. Vol. 11. № 3. P. 191–206. DOI:10.1177/1073191104268029
  14. Bishop S., Lau M., Shapiro S. et al. Mindfulness: A proposed operational definition // Clinical Psychology: Science and Practice. 2004. Vol. 11. № 3. P. 230–241. DOI:10.1093/clipsy/bph077
  15. Brown K., Kasser T., Ryan R. et al. When what one has is enough: Mindfulness, financial desire discrepancy, and subjective well-being // Journal of Research in Personality. 2009. Vol. 43. № 5. P. 727–736. DOI:10.1016/j.jrp.2009.07.002
  16. Brown K., Ryan R. The Benefits of Being Present: Mindfulness and Its Role in Psychological Well-Being // Journal of Personality and Social Psychology. 2003. Vol. 84. № 4. P. 822–848. DOI:10.1037/0022-3514.84.4.822
  17. Condon P. Mindfulness, compassion, and prosocial behavior // Mindfulness in social psychology / In J.Karremans, E.Papies (eds.). New York, NY, US: Routledge/Taylor & Francis Group, 2017. P. 124–138. DOI:10.4324/9781315627700
  18. Deikman A.J. The observing self: Mysticism and psychotherapy. Boston: Beacon, 1982. 194 p.
  19. Enhancing Resilience in Youth / In C. Steinebach, Á.I. Langer (eds). Springer Nature Switzerland AG, 2019. 277 p. DOI:10.1007/978-3-030-25513-8
  20. García-Rubio C., Rodríguez-Carvajal R., Langer A. et al. Validation of the Spanish Version of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM) with Samples of Spanish and Chilean Children and Adolescents // Mindfulness. 2019. Vol. 10 № 8. Р. 1502–1517. DOI:10.1007/s12671-019-01108-8
  21. Goodman R. Psychometric properties of the Strengths and Difficulties Questionnaire (SDQ) // Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry. 2001. Vol. 40. № 11. P. 1337–1345. DOI:10.1097/00004583-200111000-00015
  22. Greco L., Baer R., Smith G. Assessing Mindfulness in Children and Adolescents: Development and Validation of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM). Psychological Assessment. 2011. Vol. 23. № 3. P. 606–614. DOI:org/10.1037/a0022819
  23. Greenberg M., Harris A. Nurturing Mindfulness in Children and Youth: Current State of Research // Child Development Perspectives. 2012. Vol. 6. № 2. P. 161–166. DOI:10.1111/j.1750-8606.2011.00215.x
  24. Guerra J., Garcia-Gomez M., Turanzas J., Cordon J., Suarez-Jurado C., Mestre J. Brief Spanish Version of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM). A Dispositional Mindfulness Measure // International Journal of Environmental Research and Public Health. 2019. Vol. 16. № 8. P. 1355. DOI:10.3390/ijerph16081355
  25. Kabat-Zinn J. Wherever You Go, There You Are: Mindfulness Meditation in Everyday Life. Hachette Books, 2005. 304 p.
  26. Kline R. Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). New York: Guilford Press, 2011. 427 p.
  27. Kuby A., McLean N., Allen K. Validation of the Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM) with Non-Clinical Adolescents // Mindfulness. 2015. Vol. 6. № 6. P. 1448–1455. DOI:10.1007/s12671-015-0418-3
  28. Martin J. Mindfulness: A proposed common factor // Journal of Psychotherapy Integration. 1997. Vol. 7. P. 291–312. DOI:10.1023/B:JOPI.0000010885.18025.bc
  29. Orsillo S., Roemer L. The Mindful Way through Anxiety. The Guilford Press, 2011. 307 p.
  30. Tomlinson E., Yousaf O., Vittersø A. et al. Dispositional Mindfulness and Psychological Health: A Systematic Review // Mindfulness. 2018. Vol. 9. P. 23–43. DOI:10.1007/s12671-017-0762-6.
  31. Robins C., Keng S.-L., Ekblad A., Brantley J. Effects of mindfulness-based stress reduction on emotional experi-ence and expression: a randomized controlled trial // Journal of Clinical Psychology. 2012. Vol. 68. №1. P. 117–131. DOI:10.1002/jclp.20857
  32. Rynczak D. Effectiveness of mindfulness in reducing impulsivity in youth with attention-deficit/hyperactivity disorder. Chicago, IL: The Chicago School of Professional Psychology. 2012.
  33. Saldern von M, Littig K. Landauer Skalen zum Sozialklima. Weinheim: Beltz, 1987. 72 p.
  34. Viglas M., Perlman M. Effects of a Mindfulness-Based Program on Young Children’s Self-Regulation, Prosocial Behavior and Hyperactivity // Journal of Child and Family Studies. 2018. Vol. 27. P. 1150–1161. DOI:10.1007/s10826-017-0971-6
  35. Wong S. Negative thinking versus positive thinking in a Singaporean student sample: relationships with psychological well-being and psychological maladjustment // Learning and Individual Differences. 2012. Vol. 22. № 1. P. 76–82. DOI:10.1016/j.lindif.2011.11.013

Информация об авторах

Зотова Лариса Эдуардовна, кандидат психологических наук, доцент кафедры социальной психологии, ГОУ ВО МО «Московский государственный областной университет» (ГОУ ВО МО МГОУ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2052-3194, e-mail: zolar@yandex.ru

Губанов Андрей Валентинович, кандидат психологических наук, доцент кафедры общей и педагогической психологии, ГОУ ВО МО «Московский государственный областной университет» (ГОУ ВО МО МГОУ), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6371-9395, e-mail: anvagug@gmail.com

Сидячева Наталья Владимировна, кандидат психологических наук, заведующая кафедрой социальной психологии, ГОУ ВО МО «Московский государственный областной университет» (ГОУ ВО МО МГОУ), Москва, Россия, e-mail: sidna@bk.ru

Метрики

Просмотров

Всего: 520
В прошлом месяце: 11
В текущем месяце: 11

Скачиваний

Всего: 351
В прошлом месяце: 11
В текущем месяце: 7