Валидация русскоязычной версии шкалы обсессивно-компульсивной симптоматики МОДСЛИ (MOCI) на популяционной и клинических выборках

Актуальность. Обсессивно-компульсивное расстройство (ОКР) занимает третье место по распространенности среди психических расстройств и является потенциально инвалидизирующим заболеванием, приводящим к значимым социальным и экономическим последствиям. В России изучению ОКР уделяется мало внимания, что ведет к проблеме дифференциальной диагностики и эффективной терапии ОКР. Одна из причин недостаточной изученности ОКР — отсутствие валидизированных русскоязычных опросников для диагностики ОКР. Цель работы — первичная валидизация русскоязычной версии опросника Модсли (Maudsley Obsessive Compulsive Inventory, MOCI). Характеристика обследованных групп. В исследовании приняли участие в составе популяционной выборки 300 студентов вузов в возрасте от 19 до 54 лет (212 женщин и 88 мужчин), в составе клинических выборок — 13 пациентов с тревожными и депрессивными расстройствами (8 женщин и 5 мужчин в возрасте от 21 до 58 лет) и 13 пациентов с ОКР (11 женщин и 2 мужчины в возрасте от 21 до 42 лет). Для проверки конвергентной валидности русскоязычной версии опросника Модсли использовалcя Опросник психопатологической симптоматики SCL-90-R. Результаты. Согласно полученным данным, опросник MOCI позволяет надежно дифференцировать (p = 0,027) пациентов с ОКР от пациентов с тревожно-депрессивными расстройствами и может быть пригоден в качестве первичного диагностического теста для выявления больных ОКР (p < 0,05) и группы риска. Показана надежность и конвергентная валидность опросника.

Введение

Обсессивно-компульсивное расстройство (ОКР) — психическое расстройство, характеризующееся присутствием у человека навязчивых мыслей, вызывающих тревогу, и навязчивых ритуалов, систематически выполняемых для снижения тревожности [World Health, 2004]. Симптомы ОКР весьма разнообразны — от психологически более понятных до достаточно вычурных и странных, что в российской психиатрии зачастую приводило к квалификации этих симптомов как проявлений шизофренического психоза. К наиболее распространенным проявлениям ОКР относятся: страх загрязнения/навязчивое мытье, сомнения по поводу причинения вреда и перепроверки, недопустимые мысли, симметрия и упорядочивание. Распространенность ОКР в человеческой популяции составляет 1,9—3,2% и занимает третье место среди психических расстройств после тревожных расстройств и депрессии [Прашко, 2015]. Следует отметить, что далеко не все больные с обсессивно-компульсивной симптоматикой обращаются за медицинской помощью, поэтому субклинические формы ОКР могут иметь существенно большую распространенность [Mattina, 2020]. В зависимости от степени выраженности ОКР может существенно снижать качество жизни людей и серьезно нарушать социальную адаптацию вплоть до утраты трудоспособности и инвалидизации [Mattina, 2020]. На фоне пандемии новой коронавирусной инфекции Covid-19 наблюдается обострение проблемы психического здоровья у населения. В наибольшей степени это касается именно ОКР. В условиях повышенного внимания к соблюдению санитарно-гигиенических норм наблюдается обострение ОКР-симптоматики у уязвимых лиц [Benatti, 2020; Shafran, 2020].

Люди, страдающие ОКР, часто имеют сопутствующие психиатрические заболевания [Прашко, 2015]. Наиболее распространенным сопутствующим расстройством считается депрессия, которая возникает в 55% случаев ОКР, а ее распространенность на протяжении всей жизни у больных ОКР составляет 67%. 40% детей и подростков с ОКР страдают одновременно тиковыми расстройствами. Симптомы ОКР часто сопровождают шизофрению. Очень часто ОКР сопутствуют тревожные расстройства: социальные фобии, специфические фобии, генерализованное тревожное расстройство. Дифференциальная диагностика заключается в дискриминации ОКР от шизофрении, тревожных расстройств, тиковых расстройств, патологического собирательства, заболеваний аутистического спектра и синдрома Туретта [Goodman, 2014; Krebs, 2015].

В России уделяют очень мало внимания изучению ОКР, и есть проблемы с выявлением ОКР, что, в первую очередь, связано с отсутствием валидизированных русскоязычных опросников для диагностики ОКР. Одним из наиболее известных опросников, до сих пор используемых в первичной диагностике ОКР в мире, является опросник Модсли (Maudsley Obsessive Compulsive Inventory, MOCI) [Hodgson, 1977]. Опросник MOCI разработан для выявления основных обсессивно-компульсивных симптомов и позволяет надежно отличать пациентов с обсессиями от других невротических пациентов и от условно здоровых людей. Тест состоит из 30 дихотомических пунктов (ответы на вопросы «Верно» или «Неверно», см. Приложение), поэтому общий балл, получаемый испытуемым, колеблется между 0 (отсутствие симптомов) и 30 (максимальное присутствие симптомов). Оригинальная версия опросника включает четыре субшкалы, отражающие разные аспекты обсессивно-компульсивной симптоматики — субшкалы перепроверок (9 пунктов), навязчивого мытья (11 пунктов), сомнения (7 пунктов) и медлительности (7 пунктов). Опросник MOCI может применяться как ко взрослым, так и к детям и подросткам. Кроме того, он может применяется при оценке обсессивно-компульсивных симптомов не только у пациентов с ОКР, но и у других групп пациентов, а также как инструмент в оценке эффективности психологического и/или фармакологического лечения пациентов с ОКР. К настоящему времени опросник MOCI переведен с английского и адаптирован к использованию на многих языках, например, для испанского, немецкого, французского, голландского, итальянского, норвежского, исландского, турецкого, иврита, корейского, китайского и японского. В ходе проведения психометрических исследований по оценке надежности оригинальной и адаптированных версий опросника установлено, что субшкала медлительности обладает наименьшей надежностью по сравнению с остальными [Goodman, 2014].

Цель работы — первичная валидизация русскоязычной версии опросника Модсли.

Метод

Выборки. Популяционная выборка состояла из 300 студентов (88 мужчин и 212 женщин), получающих первое или второе высшее образование в МГППУ, МТУСИ, МФТИ, МГУ, МГАВМиБ и РХТУ в возрасте от 19 до 54 лет (Mвозр. = 21,89; SD = 4,32). По гуманитарным специальностям обучались 194 человека, по естественно-научным — 33 человека и по техническим — 73 человека. Клиническая выборка пациентов, страдающих тревожными и депрессивными расстройствами, состояла из 13 человек в возрасте от 21 до 58 лет (Mвозр. = 46,89; SD = 12,57), из них 5 мужчин и 8 женщин, проживающих в Москве. Клиническая выборка пациентов, страдающих ОКР, состояла из 13 человек в возрасте 21 до 42 лет (Mвозр. = 31,71; SD = 6,50) из них 2 мужчины и 11 женщин, проживающих в Москве.

Методики. Выраженность симптомов ОКР оценивали с помощью переведенного на русский язык опросника Модсли (Maudsley Obsessive Compulsive Inventory, MOCI [Hodgson, 1977]). Выраженность психопатологической симптоматики определяли по симптоматическому опроснику SCL-90-R [Тарабрина, 2001].

Статистический и математический анализ. Статистический анализ проводили с помощью программного обеспечения IBM SPSS Statistics v.20.0, MedCalc v 14.8.1, пакетов программ, написанных на языке R (доступны на https://github.com/), и онлайн-калькуляторов статистических тестов (доступны на https://www.socscistatistics.com/tests).

Результаты

Данные популяционной и клинических выборок

В исследовании популяционной выборки участвовали 300 студентов, получающих первое или второе высшее образование в МГППУ, МТУСИ, МФТИ, МГУ, МГАВМиБ и РХТУ. На рис. 1 представлено распределение баллов MOCI в популяционной выборке.

Среднее количество баллов по опроснику MOCI равно 10,87 (SD = 5,33). Внешний вид распределения указывает, что оно асимметричное. Это подтверждается результатами теста Колмогорова—Смирнова (D = 0,14; p = 3,89e-15), а также высоким значением асимметрии (m3), равным 0,710 (p = 0). По внешнему виду распределение сходно с бимодальным. Самым простым способом оценки бимодальности распределения служит коэффициент бимодальности (BC [SAS/STAT user’s guide, 2020]). Имея значения объема выборки (N = 300), асимметричности распределения (m3 = 0,710) и эксцесса (m4 = -0,145) с помощью формулы, представленной в [Pfister, 2013], получили значение BC = 0,521. Это очень близко к критическому значению 0,555, значения выше которого свидетельствуют о бимодальности распределения. Однако коэффициент бимодальности имеет ряд недостатков [Knapp, 2007], и ранее установлено, что наиболее чувствительным к выявлению мультимодальных (а также бимодальных) распределений является Dip-тест [Freeman, 2013], разработанный Хартиганом [Hartigan, 1985]. Dip-тест подтвердил предположение о бимодальности распределения (D = 0,11; p < 0,01). Бимодальное распределение суммарных баллов MOCI можно интерпретировать как наличие в популяционной выборке двух групп опрошенных: одна с относительно низким суммарным баллом MOCI и вторая — с относительно высоким суммарным баллом, которую можно отнести к группе риска ОКР. Другим фактором, который потенциально может вызвать бимодальное распределение баллов, является пол. Результаты использования непараметрического теста Манна—Уитни указывают на то, что пол не влияет на распределение суммарных баллов MOCI (U = 555; p = 0,15).

В исследовании клинических выборок участвовали 13 пациентов с тревожными и депрессивными расстройствами и 13 пациентов с ОКР. Среднее количество баллов по опроснику MOCI в выборке пациентов с тревожными и депрессивными расстройствами составило 9,62 (SD = 3,78), а выборке пациентов с ОКР — 12,92 (SD = 4,61). Согласно результатам теста Колмогорова—Смирнова, распределение баллов, как в выборке пациентов с тревожно-депрессивными расстройствами (D = 0,15; p = 0,55), так и в выборке пациентов с ОКР (D = 0,20; p = 0,17), является нормальным.

Сравнение популяционной и клинических выборок

Поскольку распределение баллов MOCI в популяционной выборке не нормальное, для попарного сравнения исследуемых выборок использовали непараметрический тест Манна—Уитни. Согласно полученным результатам, популяционная выборка не отличается от выборки пациентов с тревожными и депрессивными расстройствами (U = 1719; p = 0,242). Популяционная выборка отличается от выборки пациентов с ОКР лишь на уровне тенденции (U = 1446; p = 0,059). Пациенты с ОКР статистически значимо отличаются от пациентов с тревожными и депрессивными расстройствами (U = 47; p = 0,027). Таким образом, опросник MOCI позволяет статистически значимо различить между собой выборку больных ОКР от больных тревожными и депрессивными расстройствами. Однако в виду небольшого размера клинических выборок необходимо подтверждение полученных результатов на выборках большего размера.

Оценка русскоязычного опросника MOCI в качестве диагностического теста

Способность опросника MOCI дифференцировать клинические группы указывает на возможность его использования в качестве диагностического теста. Согласно данным, полученным с помощью анализа ROC-кривой (табл. 1, рис. 2), оптимальное соотношение чувствительности и специфичности теста составляет 92,31 и 42,67% соответственно (p (AUC = 0,5) = 0,04). Следовательно, опросник MOCI пригоден для предварительного выявления людей с обсессивно-компульсивной симптоматикой. Низкая специфичность говорит о том, что необходимо дополнительное обследование у специалиста для подтверждения наличия и определения степени выраженности заболевания у людей, имеющих повышенные баллы опросника. Ранее предложено критическое значение суммарного балла MOCI, равное 12 [Tadai, 1995]. На гистограмме (рис. 1) значению 12 соответствует «впадина» между двумя пиками, что указывает на наличие границы вблизи этого значения, отделяющей норму от группы риска. Если принять 12 в качестве критического значения, тогда в группе риска будет находиться 97 человек, что составляет 32,3% от размера выборки.

Таблица 1

Параметры ROC-кривой анализа опросника MOCI как диагностического теста

Сравнение характеристик популяционной выборки и выборки пациентов ОКР в России и других странах

Опросник MOCI ранее валидизирован в различных странах, поэтому интересно сравнить характеристики, как суммарных баллов, так и баллов по отдельным шкалам опросника, полученных нами с данными, полученными авторами в других странах. Результаты сравнительного исследования представлены в табл. 2.

Средний суммарный балл MOCI у студентов с ОКР в других странах значительно выше, чем у условно здоровых студентов, и выше, чем у российских пациентов с ОКР. Отметим значительные различия в выраженности отдельных симптомов ОКР в выборках иностранных студентов. В то же время отдельные симптомы ОКР у российских студентов выражены в такой же степени, что и у больных с тревожными и депрессивными расстройствами, и немного ниже, чем у больных ОКР.

Таблица 2

Суммарные баллы по опроснику MOCI и его отдельным шкалам,
полученные в популяционных и клинических выборках российских
и зарубежных студентов

Выборки	Суммарный балл	Перепроверки	Чистота	Медлительность	Сомнения
Московские студенты (N = 300), M (SD)	10,87 (5,33)	3,67 (2,21)	3,11 (1,97)	2,65 (1,75)	3,38 (1,79)
Пациенты тревожными и депрессивными расстройствами (N = 13), M (SD)	9,62 (3,78)	2,85 (2,27)	2,85 (1,91)	1,92 (1,26)	3,23 (1,23)
Пациенты с ОКР (N = 13), M (SD)	12,92 (4,61)	4,08 (1,66)	4,15 (2,19)	3,15 (1,46)	3,85 (1,99)
Английские студенты норма (N = 50), M (SD) [Hodgson, 1977]	9,27 (5,43)	2,84 (2,29)	2,38 (1,97)	2,27 (1,09)	3,69 (1,99)
Английские студенты с ОКР (N = 100), M (SD) [Hodgson, 1977]	18,86 (4,92)	6,10 (2,21)	5,55 (3,04)	3,63 (1,93)	5,39 (1,60)
Японские студенты норма (N = 150) [Ishikawa, 2014]	8,89 (4,52)	2,71 (1,86)	2,86 (1,90)	2,18 (1,51)	2,95 (1,64)
Японские студенты норма (N = 344) [Tadai, 1995]	5,40 (3,15)	1,73 (1,25)	1,13 (1,16)	2,69 (0,92)	1,77 (1,38)
Японские студенты с ОКР (N =6) [Tadai, 1995]	15,67 (2,69)	6,00 (1,00)	3,17 (2,54)	3,67 (1,49)	4,33 (1,25)
Корейские студенты норма (N = 274) [Jeong, 2019]	7,08 (4,10)	1,85 (1,46)	1,39 (1,39)	1,06 (1,06)	2,78 (1,82)
Корейские студенты с ОКР (N = 18) [Jeong, 2019]	19,7 (2,37)	5,11 (0,83)	5,56 (1,76)	3,50 (1,10)	5,56 (0,92)

Конструктная валидность опросника MOCI

Факторный анализ не применим для оценки надежности (согласованности) структуры опросника MOCI, который предполагает только бинарные ответы. Кластерный анализ не подтвердил согласованность субшкальной структуры опросника. Одна из возможных причин этого в том, что ответы на некоторые вопросы учитываются одновременно в нескольких субшкалах. Согласованность структуры опросника оценили с помощью коэффициента надежности альфа Кронбаха [Cronbach, 1951]. Принято считать, что надежность исследуемого теста является приемлемой в случае, если коэффициент альфа ≥ 0,7 [Hodgson, 1977]. Полученные данные (табл. 3) указывают на то, что значение альфа-коэффициента лишь в случае субшкалы перепроверок соответствует достаточному качеству. У остальных субшкал значение коэффициента соответствует сомнительному или плохому качеству.

Таблица 3

Оценка внутренней согласованности субшкал опросника MOCI с помощью коэффициента альфа

Однако в более поздней работе [Schmitt, 1996] показано, что не существует четкого критического значения коэффициента альфа и его меньшие значения (например, 0,5) могут также означать приемлемость теста при значимых интеркорреляциях его субшкал. Используя коэффициент корреляции Спирмена, наблюдали статистически значимые положительные корреляции между всеми субшкалами MOCI (табл. 4). Наиболее слабая корреляция наблюдается между субшкалами сомнений и чистоты, а самая сильная — между субшкалами медлительности и перепроверок. Таким образом, полученные данные указывают на наличие структурной валидности русскоязычной версии опросника MOCI.

Таблица 4

Коэффициенты корреляции Спирмена между субшкалами MOCI

Примечание. Статистическая значимость: «**» — указывает на отличие коэффициентов корреляции от нуля на уровне значимости p < 0,01.

Конвергентная валидность опросника MOCI

В рамках проверки конвергентной валидности определяли коэффициенты корреляции между суммарным баллом и субшкалами MOCI и субшкалами опросника психопатологии SCL-90-R (табл. 5). Суммарные баллы MOCI значимо коррелируют со всеми шкалами опросника психопатологической симптоматики. Однако самый высокий коэффициент корреляции, как и ожидалось, наблюдается между MOCI и субшкалой обсессивно-компульсивных симптомов OC SCL-90-R. Высокая корреляция с другими шкалами связана с высокой коморбидностью ОКР с тревожными и депрессивными расстройствами [Прашко, 2015]. Кроме того, отдельные симптомы могут «перекрываться». Например, высокий уровень тревоги характерен как для ОКР, так и для разных типов тревожных расстройств; а высокая корреляция со шкалой психотизма отражает тот факт, что обсессии часто бывают чрезвычайно нелепыми, что нередко заставляет психиатров заподозрить у больного ОКР психотическое расстройство. В ходе детального сравнения субшкал установлено, что значения субшкал MOCI «Перепроверки», «Медлительность» и «Сомнения» значимо коррелируют со всеми субшкалами SCL-90-R. Наибольшие значения коэффициента корреляции снова наблюдаются в случае субшкалы обсессивно-компульсивных симптомов OC. Установлено также, что в целом наибольшие коэффициенты корреляции у субшкал SCL-90-R наблюдаются с субшкалой перепроверок. Далее полученные данные свидетельствуют об отсутствии корреляции субшкал SCL-90-R, с субшкалой чистоты, за исключением субшкалы параноидности (PAR).

Таблица 5

Коэффициенты корреляции Спирмена между суммарным баллом и субшкалами опросника MOCI и субшкалами опросника психопатологии SCL-90-R

Примечание. Обозначения: GSI — общий индекс тяжести состояния; SOM — соматизация; OC — обсессивно-компульсивная симтоматика; INT — интерперсональная чувствительность; DEP — депрессия; ANX — тревожность; HOS — враждебность; PHOB — навязчивые страхи (фобии); PAR — параноидность; PSY — психотизм. Статистическая значимость: «*» — 0,01 < p < 0,05; «**» — p < 0,01.

Рис. 1. Распределение суммарного балла по опроснику MOCI в популяционной выборке

Рис. 2. ROC-кривая анализа качества опросника MOCI как диагностического теста

Ограничения исследования

В проведенном исследовании выборки не выровнены по возрасту: популяционная выборка в среднем моложе, чем выборка пациентов с ОКР, которая, в свою очередь, в среднем моложе, чем выборка пациентов с тревожно-депрессивными расстройствами. Другое ограничение выполненных исследований состоит в том, что клинические выборки имеют небольшой размер и в дальнейшем их необходимо расширить.

Обсуждение

В настоящем исследовании с помощью опросника MOCI выявлена бимодальная структура популяционной выборки, указывающая на наличие группы риска. В большинстве работ, исследующих ОКР, не указано распределение суммарного балла. В одной из работ [Li, 2007], где это распределение представлено, по внешнему виду оно ближе к унимодальному. Наличие группы риска хорошо объясняет повышенный средний балл MOCI в российской популяции по сравнению с зарубежными выборками (табл. 2). Тем не менее, из 22 студентов, имеющих высокие баллы MOCI, обращались к психологу 7 человек и 3 человека — к психиатру. Авторы статьи предполагают, что такая ситуация, с одной стороны, обусловлена низкой психологической осведомленностью, с другой — тем, что люди с симптомами ОКР часто стыдятся этих симптомов. Ранее и в зарубежных исследованиях с использованием опросника MOCI в популяционных выборках выявляли долю людей с высокими баллами [Sternberger, 1990; Tadai, 1995]. Более детальное обследование людей с высокими баллами MOCI выявляло у некоторых субклиническую форму ОКР [Tadai, 1995]. Субклиническую форму ОКР обнаруживают и в настоящее время с использованием различных версий опросников обсессивно-компульсивной симптоматики [Johansen, 2013; Kim, 2009; Lee, 2020; Mataix-Cols, 1999]. Показано, что субклиническая форма в несколько раз более распространена, чем клиническая форма ОКР [Canals, 2012; Grabe, 2000; MacMaster, 2021]. Согласно результатам работы [Canals, 2012], распространенность ОКР различной тяжести может достигать 12%. Таким образом, данные, полученные в нашем исследовании и другими авторами, свидетельствуют о более высокой распространенности больных с ОКР.

В настоящем исследовании подтверждена способность опросника MOCI дифференцировать пациентов с ОКР от пациентов с депрессией и повышенной тревожностью. Это согласуется с тем, что в современных классификациях болезней (DSM-5 и МКБ-11) ОКР вынесено из группы тревожных расстройств и объединено в группу обсессивно-компульсивно-подобных расстройств, характеризующихся повторяющимся поведением, содержащую также дисморфофобию, собирательство, трихотилломанию и дерматилломанию [Harrison, 2021; Park, 2020]. Одной из основных причин исключения ОКР из тревожных расстройств стало то, что главным проявлением и индикатором тяжести этого расстройства стали считать не тревогу, а компульсивное, повторяющееся поведение [Citkowska-Kisielewska, 2020; Park, 2020].

Структурная валидность русскоязычной версии опросника MOCI не подтверждается путем кластерного анализа или с использованием коэффициента надежности Кронбаха, но подтверждается на уровне интеркорреляций между субшкалами. Несмотря на выделение субшкал опросника, их данные можно считать лишь ориентировочными, а наиболее надежным для диагностики ОКР следует считать суммарный балл.

Отметим, что в ходе кластерного анализа в отдельный кластер выделились два вопроса, что указывает на их слабую связь со всеми остальными вопросами: «Вопросы честности волнуют меня больше, чем других людей» и «Я очень ответственный». Возможно, эти вопросы связаны с высокой социальной желательностью, и положительные ответы на них могут свидетельствовать не в пользу ОКР-симптоматики испытуемого, а в пользу его стремления давать социально желательные ответы. В связи с этим следует внимательно относиться к интерпретации ответов на эти два вопроса в русскоязычной версии опросника MOCI.

В ходе исследований подтверждена конвергентная валидность для суммарного балла опросника MOCI при установлении его связей с опросником SCL-90-R. Более детальный анализ корреляций между субшкалами выявил отсутствие корреляций субшкал SCL-90-R с субшкалой чистоты MOCI, за исключением субшкалы параноидности. В недавних исследованиях на популяционной выборке обнаружена статистически значимая связь между параноидными идеями и обсессивно-компульсивной симптоматикой [Hagen, 2017; Palermo, 2020]. Имеющихся данных пока недостаточно, чтобы выяснить причины этой связи, однако феноменологический анализ параноидных состояний позволяет интерпретировать это как присутствие сверхценных идей, которые свойственны как параноидным состояниям, так и обессивной фиксированности на идее чистоты.

В настоящее время MOCI используется как быстрый и удобный инструмент первичной диагностики ОКР для оценки наличия общих обсессий и компульсий. Одним из более точных современных опросников, учитывающих степень тяжести симптомов ОКР и эффективности его лечения, является шкала обсессивно-компульсивных расстройств Йеля—Брауна (Yale-Brown Obsessive-Compulsive Scale, Y-BOCS [Goodman, 1989; Kuckertz, 2021]). Необходимы дальнейшие исследования, чтобы установить долю людей в группе риска, имеющих симптомы ОКР и нуждающихся в лечении.

Выводы

1. Среди студентов широко распространена обсессивно-компульсивная симптоматика (32,3% студентов имеют более 12 баллов по шкале MOCI).
2. Опросник MOCI позволяет надежно дифференцировать больных ОКР от больных депрессивно-тревожными расстройствами.
3. Конструктная валидность опросника MOCI подтверждается на уровне корреляций между субшкалами. Наиболее надежным показателем опросника MOCI в психологической диагностике ОКР следует считать общий балл.
4. Конвергентная валидность опросника MOCI подтверждается статистически значимыми корреляциями общего балла MOCI со всеми шкалами опросника психопатологической симптоматики SCL-90-R, причем наиболее высокая степень корреляции наблюдается со шкалой обсессивно-компульсивной симптоматики.

Приложение

Инструкция. Выразите степень согласия с каждым утверждением, выбирая соответствующие слова «Верно» или «Неверно».

Примечание: «*» — обратные вопросы.

Подсчитывается общий балл с учетом обратных вопросов. Критическим, позволяющим выделять группу риска или предполагать наличие ОКР, является показатель 12 баллов.

1. Прашко Я., Можны, П., Шлепецки, М. и др. Когнитивно-бихевиоральная терапия психических расстройств. М.: Институт общегуманитарных исследований, 2015. 1072 с.
2. Тарабрина Н.В. Практикум по психологии посттравматического стресса. СПб: Питер, 2001. 272 c.
3. Benatti B., Albert U., Maina G., Fiorillo A., Celebre L., Girone N., Fineberg N., Bramante S., Rigardetto S., Dell’Osso B. What happened to patients with obsessive compulsive disorder during the COVID-19 pandemic? A multicentre report from tertiary clinics in Northern Italy // Front. Psychiatry. 2020. Vol. 11. P. 720. DOI:10.3389/fpsyt.2020.00720
4. Canals J., Hernandez-Martinez C., Cosi S., Voltas N. The epidemiology of obsessive-compulsive disorder in Spanish school children // J. Anxiety Disord. 2012. Vol. 26 (7). P. 746—752. DOI:10.1016/j.janxdis.2012.06.003
5. Citkowska-Kisielewska A., Rutkowski K., Mielimąka M., Sobański J.A., Dembińska E. Obsessive-compulsive symptoms in obsessive-compulsive disorder and in generalized anxiety disorder: occurrence and correlations // J. Psychiatr. Pract. 2020. Vol. 26 (2). P. 101—119. DOI: 10.1097/PRA.0000000000000451
6. Cronbach L.J. Coefficient alpha and the internal structure of tests // Psychometrika. 1951. Vol. 16 (3). P. 297—334. DOI:10.1007/BF02310555
7. Freeman J.B., Dale R. Assessing bimodality to detect the presence of a dual cognitive process // Behav. Res. Methods. 2013. Vol. 45 (1). P. 83—97. DOI:10.3758/s13428-012-0225-x
8. Goodman W.K., Grice D.E., Lapidus K.A.B., Coffey B.J. Obsessive-Compulsive Disorder // Psychiatric Clinics of North America. 2014. Vol. 37 (3). P. 257—267. DOI:10.1016/j.psc.2014.06.004
9. Goodman W.K., Price L.H., Rasmussen S.A., Mazure C., Fleischmann R.L., Hill C.L., Heninger G.R., Charney D.S. The Yale-Brown obsessive compulsive scale. I. Development, use, and reliability // Arch. Gen. Psychiatry. 1989. Vol. 46 (11). P. 1006—1011. DOI:10.1001/archpsyc.1989.01810110048007
10. Grabe H.J., Meyer C., Hapke U., Rumpf H.J., Freyberger H.J., Dilling H., John U. Prevalence, quality of life and psychosocial function in obsessive-compulsive disorder and subclinical obsessive-compulsive disorder in northern Germany // Eur. Arch. Psychiatry Clin. Neurosci. 2000. Vol. 250 (5). P. 262—268. DOI:10.1007/s004060070017
11. Hagen K., Solem S., Opstad H.B., Hansen B., Hagen R. The role of metacognition and obsessive-compulsive symptoms in psychosis: an analogue study // BMC Psychiatry. 2017. Vol. 17(1). P. 233. DOI:10.1186/s12888-017-1392-1
12. Harrison J.E., Weber S., Jakob R., Chute C.G. ICD-11: an international classification of diseases for the twenty-first century // BMC Med. Inform. Decis. Mak. 2021. Vol. 21. P. 206. DOI:10.1186/s12911-021-01534-6
13. Hartigan J.A., Hartigan P.M. The Dip Test of Unimodality // The Annals of Statistics. 1985. Vol. 13 (1). P. 70—84.
14. Hodgson R.J., Rachman S. Obsessional-compulsive complaints // Behaviour research and therapy. 1977. Vol. 15 (5). P. 389—395. DOI:10.1016/0005-7967(77)90042-0
15. Ishikawa R., Kobori O., Shimizu E. Development and validation of the Japanese version of the obsessive-compulsive inventory // BMC Res. Notes. 2014. Vol. 7. P. 306. DOI:10.1186/1756-0500-7-306
16. Jeong J., Lee Y., Cho C.-H., Lee H.-J. Circadian Gene Variations Are Associated with Obsessive-Compulsive Behaviors in a Young Healthy Korean Population // Chronobiol. Med. 2019. Vol. 1 (3). P. 115—120. DOI:10.33069/cim.2019.0020
17. Johansen T., Dittrich W.H. Cognitive performance in a subclinical obsessive-compulsive sample 1: cognitive functions // Psychiatry J. 2013. Vol. 2013. P. 565191. DOI:10.1155/2013/565191
18. Kim M.S., Jang K.M., Kim B.N. The neuropsychological profile of a subclinical obsessive-compulsive sample // J. Int. Neuropsychol Soc. 2009. Vol. 15 (2). P. 286—290. DOI:10.1017/S1355617709090213
19. Knapp T.R. Bimodality revisited. // J. Mod. Appl. Stat. Methods. 2007. Vol. 6 (1). P. 8—20. DOI: 10.22237/jmasm/1177992120
20. Krebs G., Heyman I. Obsessive-compulsive disorder in children and adolescents // Arch. Dis. Child. 2015. Vol. 100 (5). P. 495—499. DOI:10.1136/archdischild-2014-306934
21. Kuckertz J.M., Rhee D.W., Schreck M., Van Kirk N., Dattolico D., Falkenstein M.J. Reevaluating the psychometric properties of symptom measures within longitudinal contexts: The Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale and Dimensional Obsessive-Compulsive Scale // Psychological Assessment. 2021. Vol. 33 (8). P. 756—765. DOI:10.1037/pas0001017
22. Lee K.F.A., Fox A.M., Notebaert L. The effects of anxiety, depressive, and obsessive-compulsive subclinical symptoms on performance monitoring // Int. J. Psychophysiol. 2020. Vol. 158. P. 362—369. DOI:10.1016/j.ijpsycho.2020.09.009
23. Li C.S., Chen S.H. Obsessive-compulsiveness and impulsivity in a non-clinical population of adolescent males and females // Psychiatry Res. 2007. Vol. 149 (1—3). P. 129—138. DOI:10.1016/j.psychres.2006.05.001
24. MacMaster F.P., Rosenberg D.R. Editorial: Neurobiological substrates of subclinical obsessive-compulsive disorder in children // J. Am. Acad. Child Adolesc. Psychiatry. 2021. Vol. 60 (6). P. 688—689. DOI:10.1016/j.jaac.2020.12.014
25. Mataix-Cols D., Junque C., Sanchez-Turet M., Vallejo J., Verger K., Barrios M. Neuropsychological functioning in a subclinical obsessive-compulsive sample // Biol. Psychiatry. 1999. Vol. 45 (7). P. 898—904. DOI:10.1016/s0006-3223(98)00260-1
26. Mattina G.F., Slyepchenko A., Steiner M. Obsessive-compulsive and related disorders // Handbook of Clinical Neurology. 2020. Vol. 175. P. 369—386. DOI: 10.1016/B978-0-444-64123-6.00025-4
27. Palermo S., Marazziti D., Baroni S., Barberi F.M., Mucci F. The relationships between obsessive-compulsive disorder and psychosis: an unresolved issue // Clin. Neuropsychiatry. 2020. Vol. 17(3). P. 149—157. DOI:10.36131/cnfioritieditore20200302
28. Park S.C., Kim Y.K. Anxiety disorders in the DSM-5: changes, controversies, and future directions // Adv. Exp. Med. Biol. 2020. Vol. 1191. P. 187—196. DOI: 10.1007/978-981-32-9705-0_12
29. Pfister R., Schwarz K., Janczyk M., Dale R., Freeman J. Good things peak in pairs: a note on the bimodality coefficient // Frontiers in Psychology. 2013. Vol. 4. P. 700. DOI:10.3389/fpsyg.2013.00700
30. SAS/STAT user’s guide. Cary, NC, USA: SAS Institute Inc., 2020.
31. Schmitt N. Uses and abuses of coefficient alpha // Psychological Assessment. 1996. Vol. 8 (4). P. 350—353. DOI:10.1037/1040-3590.8.4.350
32. Shafran R., Coughtrey A., Whittal M. Recognising and addressing the impact of COVID-19 on obsessive-compulsive disorder // Lancet Psychiatry. 2020. Vol. 7 (7). P. 570—572. DOI:10.1016/S2215-0366(20)30222-4
33. Sternberger L.G., Burns G.L. Maudsley obsessional-compulsive inventory: obsessions and compulsions in a nonclinical sample // Behaviour research and therapy. 1990. Vol. 28 (4). P. 337—340. DOI:10.1016/0005-7967(90)90086-x
34. Tadai T., Nakamura M., Okazaki S., Nakajima T. The prevalence of obsessive-compulsive disorder in Japan: a study of students using the Maudsley Obsessional-Compulsive Inventory and DSM-III-R // Psychiatry Clin. Neurosci. 1995. Vol. 49 (1). P. 39—41. DOI:10.1111/j.1440-1819.1995.tb01854.x
35. World Health O. ICD-10: international statistical classification of diseases and related health problems: tenth revision. Geneva: World Health Organization, 2004.

PlumX

Метрики публикации