Редактор
3679
правок
Изменения
→Валидизация
== Валидизация ==
Целью исследования была разработка методики ООСТ и его психометрическая адаптация. Обычно для оценки перцептивного компонента отношения к телу испытуемому предлагается оценить наличие и степень искажения размеров тела на статичном видеоизображении. В зависимости от целей исследования при оценке характера и степени неудовлетворенности собственной внешностью анализируется степень субъективной глобальной неудовлетворенности телом либо выраженность аффективного, когнитивного и поведенческого компонентов отношения к телу. Здесь могут применяться различные подходы. Одни основываются на установлении степени расхождения между реальными и субъективно «идеальными» оценками, например, массы собственного тела. Другие используют оценку степени удовлетворенности весом, размерами, формой отдельных частей тела по пяти или семибалльной шкале. Третьи исходят из различий в оценках форм силуэтов тела. Испытуемому предлагают выбрать из набора телесных силуэтов, различающихся по комплекции, те, которые соответствуют реальному и идеальному его размеру. Различия между выборами определяют степень неудовлетворенности. Дополнительные возможности в оценке общей неудовлетворенности телом предоставляют опросники. Они могут включать пункты о возможностях самопредъявления, (не)удовлетворенности телом сквозь призму сексуальной привлекательности.
Основываясь на опыте клинической работы с пациентами, страдающими нарушениями пищевого поведения, дисморфофобическими переживаниями в структуре различных психопатологических феноменов (от диссоциативных расстройств до расстройств шизофреническо¬го спектра) и используя социокультурные модели отношения к телу, когнитивно-бихевиоральную парадигму, нейропсихологические механизмы формирования отношения к телу, был составлен Опросник образа собственного тела (ООСТ), содержащий в первоначальной версии 18 пунктов.
Опросник предназначен прежде всего для решения практических задач клинической и психотерапевтической диагностики. Учитывая высокую цену диагностических ошибок, особое внимание было уделено его валидизации. В частности, была проверена конструктная (факторная), конвергентная, дискриминантная и критериальная валидность. Кроме того, изучены предсказательные возможности ООСТ и цена ошибок типа «ложной тревоги» и «пропуска цели».
Выборка включала здоровых девушек, учащихся школ, техникумов, училищ, вузов Минска (918 испытуемых, средний возраст 18,1 года) и 85 больных с диагнозом нарушений пищевого поведения (нервная анорексия, нервная булимия, средний возраст 18,9 лет). Выборка здоровых испытуемых отражает институциональную принадлежность белорусских девушек к учебным заведениям разного типа с учетом возраста (13-23 года). Обе подгруппы достоверно не различались по составу семьи, образованию родителей и ряду других социальнодемографическим характеристикам.
=== Конвергентная и дискриминативная валидность ===
Этот метод валидизации предполагает установление теоретически интерпретируемых корреляций с родственными конструктами и отсутствие корреляций с неродственными конструктами. Основная проблема связана с правильным выбором показателей: важно избежать использования тривиальных переменных, заведомо связанных или не связанных с валидизируемым конструктом. Нами были определены три группы таких переменных. Первая содержит антропометрические характеристики (рост, вес и ИМТ), вторая - шкалы опросника ШУСТ, третья - шкалы ОПП-26.
Для оценки конвергентной и дискриминативной валидности ООСТ согласно дизайну исследования оценивались антропометрические показатели (рост и масса тела с вычислением индекса массы тела ИМТ = вес (кг)/рост (м)<sup>2</sup>. Респонденты также заполняли [[Шкала удовлетворённости собственным телом|Шкалу удовлетворенности собственным телом (ШУСТ)]] и [[Опросник пищевых предпочтений]] (ОПП-26). Опросник ШУСТ оценивает удовлетворенность различными частями своего тела (носом, спиной, животом, бедрами и др.) по семибалльной шкале; показатели суммируются в интегративные оценки удовлетворенности головой, туловищем и нижней частью тела. Опросник пищевых предпочтений представляет собой скрининговый инструмент, эффективный в оценке девиаций пищевого поведения и обладающий хорошими психометрическими характеристиками. Ранее показали, что ОПП-26 имеет четырехфакторную структуру; каждый из факторов («Нарушение пищевого поведения», «Самоконтроль пищевого поведения», «Озабоченность образом тела», «Социальное давление в отношении пищевого поведения) может быть использован как изолированно, так и в составе суммарного показателя.
Рост и вес сами по себе не должны коррелиро¬вать с ООСТ. Индекс массы тела отражает комплекцию человека, то есть пропорцию веса и роста. Поскольку отклонение от «нормы» веса не всегда связано с переживаниями по поводу тела, следует ожидать слабой положительной корреляции ИМТ с ООСТ. Показатели неудовлетворенности телом, оцениваемые по опроснику ШУСТ, и ОТ связаны по смыслу. Однако первый опросник дает частные оценки отдельных частей тела, а второй обобщенные оценки, опосредованные социальным сравнением. Поэтому можно ожидать умеренно сильной корреляции между двумя инструментами. Кроме того, разумно предположить, что социальное влияние на неудовлетворенность телом будет возрастать по направлении к средней части тела: стандарты женской красоты чувствительны к областям жировых отложений. Поэтому ООСТ должен слабее коррелировать с неудовлетворенностью головой, сильнее с неудовлетворенностью туловищем и особенно сильно с неудовлетворенностью нижней частью тела (ягодицами и бедрами). Эта специфическая гипотеза о паттерне корреляций позволяет оценить как конвергентную, так и дискриминантную валидность ООСТ. Наконец, ожидаемы средние и сильные статистические связи между ООСТ и шкалами опросника ОПП-26. Особенно тесной должна быть связь между ООСТ и шкалой «Озабоченность образом тела», умеренной с «Нарушениями пищевого поведения» и «Самоконтролем пищевого поведения», слабой со шкалой «Социальное давление в отношении пищевого поведения».
Практически все предложенные гипотезы подтвердились. Единственным заметным исключением является слабая (вместо нулевой) корреляция ООСТ с весом. Особенно важно, что реальный паттерн корреляций ООСТ с опросниками неудовлетворенности собственным телом (ШУСТ) и ОПП-26 совпадает с теоретическими ожиданиями. Максимальная статистическая связь получена для шкалы «Озабоченность образом тела». Это означает, что опросник ООСТ измеряет именно то, для измерения чего он предназначен, и не нагружен другими неспецифическими конструктами.
=== Конструктная (факторная) валидность теста ===
Для оценки конструктной валидности использовался анализ главных компонент, поскольку другие методы факторного анализа требуют интервального измерения пунктов. На основе графика собственных значений выделено две главных компоненты, объяснявших 40% дисперсии. После ортогонального вращения несколько пунктов были нагружены обоими главными компонентами, что указывает на сильную корреляцию между двумя конструктами. После косоугольного вращения Облимин корреляция составила 0,34. Как известно, эксплораторный факторный анализ ограничивает корреляцию между факторами. В конфирматорном факторном анализе с двумя латентными переменными корреляция между ними составила 0,74. В совокупности эти результаты говорят об унитарности конструкта, и выделенные главные компоненты не могут рассматриваться в качестве самостоятельных диагностических инструментов.
Единственная компонента слабо нагружала два пункта (п. 14 «Я позволяю себе шутить и делать колкие замечания по поводу своего тела на людях» и п. 17 «Я замечаю за собой, что спрашиваю у других (друзей, партнеров, супру¬гов) о том, как я выгляжу»). После их удаления все показатели качества факторного решения существенно улучшились. Компонента объясняла 35% общей дисперсии. В результате удаления двух пунктов общий рамер опросника сократился до 16 утверждений.
Решения, полученные в эксплораторном факторном анализе, не могут быть статистически обоснованы. В подобных случаях уверенность в корректности решения достигается повторением анализа с использованием других методов извлечения и вращения факторов, а также перекрестной валидизацией — случайным расщеплением выборки пополам и извлечением факторов независимо в каждой половине. В нашем случае разные способы работы с данными дали очень близкие результаты, что подтверждает валидность унитарной шкалы, состоящей из 16 пунктов. Среднее значение этой шкалы составляет 9,84, стандартное отклонение 6,93.
=== Критериальная валидность ===
Надежный и валидный критерий для валидизации ООСТ подобрать нелегко. Так, соматоформные расстройства связаны с неудовлетворённостью собственным телом, но диагностические критерии в этом случае имеют более сложный характер. Тем не менее, ввиду клинической ориентации ООСТ в качестве критерия валидизации нами использовался диагноз нарушений пищевого поведения, установленный по результатам клинического интервью. Несмотря на то, что этот критерий также несовершенен, исходим из сопряжения нервной анорексии и нервной булимии с искажением образа тела.
В связи с небольшим объемом выборки больных с расстройствами пищевого поведения (85 человек) все клинические формы расстройств были объединены в одну группу. Средние значения суммарных баллов ООСТ составляют 9,35 (s = 6,40) для здоровых и 19,27 (s = 9,59) для больных. Корреляция между суммарным баллом и фактом установленного расстройства пищевого поведения составляет лишь 0,394. Для различения групп адекватной мерой величины эффекта является индекс d Коэна с конвенциально принятыми пороговыми значениями 0,20 (малый эф¬фект), 0,50 (средний эффект) и 0,80 (большой эффект). Задача оценки индекса d осложнена неравенством дисперсий и объемов выборок. Стабилизация дисперсий была достигнута переводом сырых баллов ООСТ в стенайны. Значения критерия t и индекса d вычислены по формулам для неравных выборок: t = 10,719 и d = 1,22, что указывает на очень большую величину эффекта.
Особенно успешно ООСТ различает группы здоровых и больных всеми клиническими подтипами нервной булимии и анорексией с эпизодами переедания и (или) компенсаторного поведения (DSM-IV) (т.е. все основные расстройства пищевого поведения без учета нервной анорексии ограничительного типа).
=== Надёжность теста ===
Надежность теста оценивалась как внутренняя согласованность пунктов. Коэффициент '''α''' Кронбаха равен 0,88, что соответствует отличной надежности. Надежность отдельных пунктов оценивалась как корреляция между данным пунктом и суммой баллов по остальным пунктам. Все пункты достаточно надежны, и при удалении любого из них общая надежность шкалы снижается.
== Внутренняя структура ==
