Тэйлор, Г. Д., Квилти, Л. К., Бэгби, Р. М., Старостина, Е. Г., Боголюбова, О. Н., Смыкало, Л. В., Скочилов, Р. В., Бобров, А. Е. (2012). Надежность и факто

Please download to get full document.

View again

of 6
All materials on our website are shared by users. If you have any questions about copyright issues, please report us to resolve them. We are always happy to assist you.
Categories
Published
Тэйлор, Г. Д., Квилти, Л. К., Бэгби, Р. М., Старостина, Е. Г., Боголюбова, О. Н., Смыкало, Л. В., Скочилов, Р. В., Бобров, А. Е. (2012). Надежность и факториальная валидность русской версии 20-пунктовой Торонтской шкалы алекситимии. Социальная И
  20 За последние два десятилетия были выполнены обширные эмпирические исследования различных аспектов алекситимии, включая изучение неврологи-ческих коррелятов данного конструкта [18], роль ге-нетических факторов в этиологии алекситимии [12], ее связь с различными типами привязанности [25], ее влияние на результативность психотерапии [16] и эффекты некоторых медицинских вмешательств [22]. В большинстве этих исследований алекситимия количественно оценивалась с помощью Торонтской шкалы алекситимии (TAS-20) − шкалы самоотчета, состоящей из трех факторов: трудности с идентифи-кацией чувств (ТИЧ), трудности с описанием чувств другим людям (ТОЧ) и внешне-ориентированный тип мышления (ВОМ) [2].TAS-20 переведена и валидизирована на многих языках и в различных культурах [24, 26, 28]. Хотя в большинстве этих переведенных версий данной шкалы трехфакторная структура сохранялась, неко-торые исследования получили данные в пользу иных факторных моделей анализа, включая двухфактор-ную модель [9] и четырехфакторную модель [17, 19]. Так, например, J.Muller и соавт. [19], по данным, по-лученным в выборках немецко-говорящих пациен-тов и здоровых лиц, установили, что эти результа-ты наилучшим образом описываются четырехфак-торной моделью, в которой пункты, входящие в фак-тор ВОМ, были поделены на два отдельных фактора − «прагматическое мышление» и «недостаток субъ-ективной значимости/важности эмоций». В предыдущем исследовании Е.Г.Старостина и соавт. [1] создали русский, лингвистически валиди-зированный вариант 20-пунктовой ТAS (TAS-20-R) и проанализировали некоторые из ее психометри-ческих свойств на выборке больных терапевтиче-ского профиля. При этом удалось продемонстри- ровать конвергентную и дискриминантную валид-ность TAS-20-R, о чем судили по ряду корреляций ее балла с суммарным баллом Гиссенского опро-сника соматических жалоб и с некоторыми шкала-ми 16-факторного личностного опросника. Одна-ко факториальную валидность TAS-20-R еще толь-ко предстояло оценить. Более того, хотя в указан-ной работе TAS-20-R в целом и три ее фактора про-демонстрировали достаточную гомогенность пун-ктов, при оценке внутренней согласованности шка-лы значения коэффициента α  Кронбаха для факто- ров ТОЧ (0,53) и ВОМ (0,45) оказались недопусти-мо низкими. Цель  настоящего исследования заключалась в оценке факториальной валидности и внутренней согласованность TAS-20-R в крупной выборке рус-скоговорящих студентов вузов. Мы выбрали не-сколько конкурирующих моделей факторного ана-лиза и использовали подтверждающий фактор ана-лиз для тестирования и сравнения того, насколько хорошо различные модели описывают полученные данные [27]. Материалы и методы Участники и процедуры исследования. В ис-следовании приняли участие 904 студента вузов (330 муж. и 574 жен.) в возрасте от 18 до 40 лет (средний ± стандартное отклонение, возраст – 21 ± 2 года). В большинстве своем (n=742) это были студенты университетов Санкт-Петербурга, Мо-сквы, Нижнего Новгорода и Архангельска, обучаю-щиеся по различным специальностям, в том числе психологии, социологии, медицине, а также инже-нерии железнодорожного транспорта. Эти студенты УДК 616.89–008.435–07 НАДЕЖНОСТЬ И ФАКТОРИАЛЬНАЯ ВАЛИДНОСТЬ РУССКОЙ ВЕРСИИ 20-ПУНКТОВОЙ ТОРОНТСКОЙ ШКАЛЫ АЛЕКСИТИМИИ Г. Д. Тэйлор, 1  Л. К.   Квилти  2 , Р. М. Бэгби 1 , Е. Г.   Старостина, 3  О. Н. Боголюбова, 4  Л. В. Смыкало, 4  Р. В. Скочилов, 4  А. Е. Бобров 5 1 Отделение психиатрии Торонтского университета, Торонто, Канада 2 Центр аддикций и психического здоровья, Торонто, Канада 3 ФУВ ГУ МОНИКИ им. М.Ф. Владимирского, Москва 4 Санкт-Петербургский государственный университет, факультет психологии, Санкт-Петербург, Россия 5   Московский научно-исследовательский институт психиатрии, Россия  21 СОЦИАЛЬНАЯ И КЛИНИЧЕСКАЯ ПСИХИАТРИЯ 2012, т. 22, № 3 заполняли TAS-20-R в аудитории, в группах от 15 до 30 человек; никакого поощряющего балла за уча-стие в исследовании они не получали. Остальные 162 человека были набраны через одну из русскоя-зычных социальных интернет-сетей, при этом целе-вой группой также были студенты, включая интере-сующихся предметом психологии. Эти студенты за-полняли TAS-20-R через безопасный интернет-сайт, после чего получали краткие комментарии своих индивидуальных результатов теста. Все участни-ки исследования также заполняли несколько других опросников, включая шкалу диссоциативных эпи-зодов, опросник вредных для здоровья типов пове-дения и многоаспектную шкалу локуса контроля в отношении здоровья (эти результаты будут исполь-зованы в другом исследовании). Все участники до-бровольно согласились на участие в исследовании и заполнили соответствующую форму согласия. Ис-следование было разрешено этическим комитетом Санкт-Петербургского государственного универ-ситета, выполнялось за счет средств федерального бюджета, выделенных Санкт-Петербургским госу-дарственным университетом (8.1.175.2010). Методика.  20-пунктовая Торонтская шкала алек-ситимии (TAS-20) представляет собой шкалу само-отчета из 20 пунктов, где каждый пункт оценивает-ся в баллах по 5-балльной шкале Лайкерта от 1 (со-вершенно не согласен) до 5 (совершенно согласен); для 5 пунктов применяется «отрицательный» ключ. TAS-20 состоит из трех факторных шкал: ТИЧ (7 пунктов), ТОЧ (5 пунктов) и ВОМ (8 пунктов) [2]. В данном исследовании мы применяли русскую версию шкалы (TAS-20-R), созданную нами в ходе предыдущего исследования [1]. Статистический анализ. Описательную стати-стику и анализ надежности проводили с помощью статистического программного пакета для соци-альных наук 15 версии (Statistical Package for Social Sciences или SPSS 15.0). Подтверждающий фактор-ный анализ (ПФА) выполняли с помощью компью-терной программы Mplus 4.1 [20]. В связи с мно-жественными отличиями распределения данных от нормального, на что указывал коэффициент множе-ственного эксцесса Мардиа, равный 43,62 [14], про-водилось тестирование моделей с помощью метода максимального правдоподобия с поправкой оценки среднего значения. Для 5 пунктов с отрицательным баллированием вводились корреляционные ошибки. Как и в ранее выполненных исследованиях китайской [28], голландской [17], немецкой [19] и греческой [26] версий перевода TAS-20, мы изучали и сравни-вали факторные решения для нескольких различных моделей данной шкалы. Таким образом, мы тестиро-вали пять альтернативных моделей:(a) Модель 1 – однофакторная модель. (b) Модель 2 – двухфакторная модель, где фактор 1 объединяет пункты факторов ТИЧ и ТОЧ, а фактор 2 – пункты фактора ВОМ. (c) Модель 3a – стандартная трехфакторная мо-дель (факторы ТИЧ, ТОЧ и ВОМ), описанные авторами оригинальной TAS-20 [2].(d) Модель 3b – альтернативная трехфакторная модель, в которой фактор 1 включает пун-кты факторов ТИЧ и ТОЧ, фактор 2 состо-ит из пунктов, характеризующих прагматич-ность мышления из фактора ВОМ (пункты 5, 8 и 20), а фактор 3 – из пунктов, характери-зующих «важность эмоций» из фактора ВОМ (пункты 10, 15, 16, 18 и 19).(e) Модель 4 – четырехфакторная модель, в кото- рой ТИЧ и ТОЧ остаются отдельными факто- рами, а фактор ВОМ подразделяется на фак-тор «прагматичного мышления» (3 пункта) и фактор «важности эмоций» (5 пунктов). Для оценки точности предсказания модели мы поль-зовались следующими параметрами соответствия мо-дели (критериями согласия): соотношение χ 2 / df  , срав-нительный индекс согласия (CFI), стандартизирован-ный корень среднеквадратического остатка (SRMR) и среднеквадратическая ошибка оценки (RMSEA). Ве-личина соотношения χ 2 / df  , приближающаяся к 2 или меньше 2, указывает на высокую точность модели; вполне приемлемыми считаются также показатели до 5 [27]. Величины CFI>0,90 говорят о высокой точ-ности модели, а величины близкие или превышаю-щие 0,95 – о превосходной точности модели. Что ка-сается SRMR, то за отрезную точку рекомендуется брать величину <0,08. Значения RMSEA>0,10 отражают неудовлетворительную точность модели, <0,08 – приемлемую и <0,06 – высокое соответствие модели [6, 7, 11]. Для дальнейшего сравнения соответствия пяти вышеуказанных моделей мы приводим байесов информационный критерий (BIC) [23]; чем меньше его значения, тем выше сте-пень соответствия модели. Для оценки внутренней согласованности и од-нородности пунктов рассчитывали коэффициен-ты α  Кронбаха и средние корреляции между пун-ктами (СКП) для всей TAS-20-R в целом и для каж-дой факторной шкалы. Возможные различия между мужчинами и женщинами по TAS-20-R в целом и по ее трем факторным шкалам исследовали с помо-щью t  -критерия для несвязанных выборок. Размер эффекты выражали в виде стандартизированных средних разниц (коэффициент d Коэна). Стандар-тизированный размер эффекта, равный 0,50−0,80, считается умеренным, а >0,80 – большим. Результаты  Подтверждающий факторный анализ.   Крите- рии согласия для каждой из пяти исследованных моделей приводятся в табл. 1.Судя по значениям байесовых информационных критериев (BIC), наибольшую степень соответ-ствия фактическим данным обеспечивают модель 3a (стандартная трехфакторная модель) и модель 4,  22 в которой фактор ВОМ разделен на два отдельных фактора. Величина SRMR для обеих названных мо-делей составляет 0,05, то есть ниже рекомендован-ного значения 0,08, а значения RMSEA – 0,06, что свидетельствует о высоком соответствии. Показате-ли CFI, равные 0,86 для модели 4 и 0,85 для моде-ли 3а, находятся несколько ниже рекомендованно-го критерия 0,90 и более. Хотя величины SRMR и RMSEA для моделей 2 и 3b такие же, как для моде-лей 3a и 4, значения CFI у них ниже, а индексы BIC  – выше. Для модели 1 показатель CFI, равный 0,78, указывает на ее низкую степень соответствия. Что касается еще одного критерия согласия – соотноше-ния χ 2 /df, то ни в одной из моделей он не был ниже или равен 2; однако, для всех моделей, кроме моде-ли 1, данный показатель не превышал 5, будучи при этом минимальным для моделей 3a и 4. Корреляция между факторами «прагматическое мышление» и «важность эмоций» в модели 4 соста-вила 0,74 (p<0,01). Средние значения и стандартные отклонения для суммарного балла TAS-20-R и ее факторных шкал  .   Средние значения и стандартные отклоне-ния для суммарного балла TAS-20-R и ее фактор-ных шкал для всей выборки в целом и раздельно для мужчин и женщин представлены в табл. 2. Зна-чимых гендерных различий в средних суммарных баллах TAS-20-R и баллах фактора ТОЧ выявлено не было. Женщины имели достоверно более высо-кий балл, чем мужчины, по фактору ТИЧ, а мужчи-ны – более высокий, чем у женщин, балл по факто- ру ВОМ. Однако эти различия были относительно небольшими, о чем свидетельствуют значения ко-эффициента d   Коэна.  Надежность TAS-20-R. Как показано в табл. 3, ко-эффициент α  Кронбаха для TAS-20-R в целом рав-нялся 0,80, для факторной шкалы ТИЧ – 0,78, что свидетельствовало о достаточной внутренней со-гласованности. Коэффициент α  Кронбаха для фак-торной шкалы ТОЧ составил 0,68, что чуть ниже  рекомендованного стандарта 0,70; еще меньшим (0,61), по сравнению с отрезной точкой, был коэф-фициент α  Кронбаха для факторной шкалы ВОМ. Коэффициенты средней корреляции между пун-ктами всей TAS-20-R и ее факторных шкал также даны в табл. 3. Средняя корреляция между пункта-ми факторных шкал ТИЧ и ТОЧ находятся в опти-мальном диапазоне от 0,20 до 0,20. Хотя аналогич-ные показатели для TAS-20-R в целом и для фак-торной шкалы ВОМ выходят за пределы указанно-го диапазона, они, тем не менее, попадают в отре-зок значений между 0,10 и 0,50, который считает-ся приемлемым для шкал с множественными фак-торами [5]. Таблица 1 Критерии согласия для пяти различных факторных моделей TAS-20-R Номер моделиc2/dfCFIRMSEASRMRBIC15,340,780,070,0654 969,5924,550,820,060,0554 828,643a4,030,850,060,0554 739,763b4,490,830,060,0554 821,4643,910,860,060,0554 725,18Примечания: CFI – сравнительный индекс согласия; RMSEA – среднеквадратическая ошибка оценки; SRMR – стандартизированный корень среднеквадратического остатка; BIC – байесов информационный критерий. Таблица 2 Средние значения и стандартные отклонения суммарного балла TAS-20-R и ее факторных шкал TAS-20-RСреднее значение ± стандартное отклонениеСравнение между женщинами и мужчинамиВсе обследованные(n=904)Женщины(n=574)Мужчины(n=330)tpdТИЧ13,91±5,1214,33±5,2513,18±4,813,25<0,010,23ТОЧ13,11±4,2613,05±4,4013,20±4,010,480,630,04ВОМ17,96±4,9317,43±4,9818,90±4,704,36<0,010,30Суммарный балл47,77±11,3247,71±11,7947,86±10,470,190,850,01Примечания: ТИЧ – трудности идентификации чувств, ТОЧ – трудности описания чувств, ВОМ – внешне-ориентированное мышление. Таблица 3 Коэффициенты внутренней согласованности и средней корреляции между пунктами  TAS-20-R  α  КронбахаСредняя корреляция между пунктамиТИЧ0,780,33ТОЧ0,680,30ВОМ0,610,17Вся шкала0,800,16Примечания: ТИЧ – трудности идентификации чувств, ТОЧ – трудности описания чувств, ВОМ – внешне-ориентированное мышление. Г. Д. Тэйлор и соавт.  23 СОЦИАЛЬНАЯ И КЛИНИЧЕСКАЯ ПСИХИАТРИЯ 2012, т. 22, № 3 Обсуждение Результаты данного исследования подтвержда-ют валидность стандартной трехфакторной струк-туры TAS-20-R, а также четырехфакторной модели, которую J.Muller и соавт. [19] выявили у немецко-говорящих здоровых лиц и пациентов. Полученные нами результаты сходны с данными X.Zhu и соавт. [28], которые представили подтверждение как для трехфакторной, так и для четырехфакторной моде-лей TAS-20 при проведении исследования у китай-ских студентов и амбулаторных психически боль-ных; четырехфакторная модель продемонстрирова-ла значительно лучшие показатели только в группе китайских студентов. Работая с голландской верси-ей TAS-20 в группе студентов и амбулаторных пси-хически больных, R.Meganck и соавт. [17] также подтвердили правомочность как стандартной трех-факторной, так и четырехфакторной модели. Одна-ко сравнение двух этих моделей не выявило суще-ственных различий, и, поскольку факторы «прагма-тическое мышление» и «важность эмоций» в вы-сокой степени коррелировали друг с другом, ука-занные авторы сделали выбор в пользу примене-ния трехфакторной структурной модели. Назван-ные факторы также находились в сильной корреля-ции друг с другом в модели 4 нашего исследования, что говорит о том, что они включают в себя весьма близкие наборы вопросов. В недавно проведенном исследовании у греческих студентов хорошо пока-зали себя как двух-, так и трех- и четырехфакторная модели, но наилучшие показатели согласия проде-монстрировала трехфакторная модель [26]. В отличие от результатов изучения китайского, голландского и греческого переводов TAS-20, кото- рые дали значения сравнительных индексов согла-сия (CFI) для моделей 3a и 4 в диапазоне от 0,91 до 0,93, величины CFI в настоящем исследовании были ниже рекомендованного стандарта в 0,90 [4] и тем более ниже более строгой отрезной точки (0,95), на которой настаивают L.Hu и P.M.Bentler [11]. Од-нако, обсуждая параметры для оценки пригодности моделей, эти авторы [10, 11] предлагают тактику применения двух критериев, включая SRMR и до-полнительно либо CFI, либо RMSEA, либо один из нескольких других предложенных критериев. В на-шем исследовании значения SRMR и RMSEA в мо-делях 2, 3a, 3b и 4 удовлетворяют критериям, пред-ложенным L.Hu и P.M.Bentler [10, 11] в рамках так-тики оценки модели по двум параметрам; одна-ко, для моделей 3a и 4 получились меньшие зна-чения соотношений χ 2 / df   и более высокие значе-ния CFI. Как подчеркивает ряд авторов [6, 15], кри-терии согласия – это всего лишь один из аспектов оценки модели, и более строгие рекомендации L.Hu и P.M.Bentler [11] следует относить к крайне кон-сервативным критериям, которые не должны при-меняться универсально. Столь же важен тот факт, что модели 3a и 4 применительно к данным русско-язычной версии шкалы совпадают с результатами других исследований, где использовались ее пере-воды на другие языки. Это является еще одним под-тверждением единообразия внутренней структуры конструкта алекситимии в разных культурах [27].Результаты данного исследования также под-тверждают надежность TAS-20-R. Показатели вну-тренней согласованности для шкалы в целом и фак-тора ТИЧ сравнимы с опубликованными ранее по данным исследований у англоговорящих студентов [2, 21], а соответствующий коэффициент для фак-тора ТОЧ лишь ненамного ниже рекомендованно-го стандарта. Несмотря на низкое значение коэф-фициента внутренней согласованности для фактора ВОМ, оно не отличается от того, которое было ра-нее получено на группе студентов с помощью фин-ской версии этой шкалы [13], и превышает показа-тели, недавно полученные в группах студентов для переводов шкалы TAS-20 на китайский [28], грече-ский [26] и венгерский [8] языки. Более того, коэф-фициенты средней корреляции для факторов ТИЧ и ТОЧ шкалы TAS-20-R попадают в оптимальный диапазон, а для шкалы в целом и фактора ВОМ они находятся в диапазоне приемлемости [5].  Частое обнаружение низких значений внутрен-ней согласованности для фактора ВОМ заставило предположить необходимость пересмотра пунктов, входящих в этот фактор, особенно потому, что пун-кты, оценивающие «недостаточную субъективную значимость или важность эмоций», по-видимому, менее связаны с определением понятия алексити-мии, чем пункты, отражающие «прагматическое мышление» [17, 26, 28], хотя два этих фактора в на-шей выборке российских студентов тесно корре-лировали друг с другом. Кроме того, фактор ВОМ характеризуется некоторым дисбалансом пунктов с отрицательным ключом (шкалу и ключ см. в пу-бликации [1]), что может сопровождаться система-тической ошибкой ответов. Возможно, что некото- рые пункты фактора ВОМ по-разному интерпрети- руются в различных культурах. Тем не менее, ан-глоязычной версии TAS-20 была найдена умерен-но выраженная корреляция между фактором ВОМ и внешне-ориентированным типом мышления как компонентом алекситимии, оцененным в ходе структурированного интервью [3]. Средние суммарные баллы TAS-20-R у мужчин и женщин в нашем исследовании были очень близ-ки к средним баллам, полученным у англоговоря-щих канадских студентов с применением оригина-ла TAS-20, причем гендерные различия у них также отсутствовали [2]. Как и следовало ожидать, сред-ние баллы TAS-20-R у российских студентов были ниже, чем средние баллы, полученные в предыду-щем исследовании в группе российских терапевти-ческих пациентов [1]. Следует однако отметить, что средний возраст студенческой выборки был намно-го меньше, чем средний возраст выборки больных,  24 и что не исключено, что баллы алекситимии могут увеличиваться с возрастом.Одно из ограничений данного исследования заключается в том, что надежность и фактор-ная валидность TAS-20-R оценивались в выбор-ке, включавшей только студентов вузов. Необхо-димы дальнейшие исследования в более неодно- родных группах, например, в смешанной груп-пе здоровых лиц и пациентов, что повысит вари-абельность баллов TAS-20-R. Однако результаты данного исследования вместе с доказательствами конвергентной и дискриминантной валидности, полученными в предыдущей работе [1], подтверж-дают возможность использования русскоязычной версии TAS-20 как в клинических, так и в научных целях. 1. Старостина Е.Г., Тэйлор Г.Д., Квилти Л.К. и соавт. Торонтская шкала алекситимии (20 пунктов): валидизация русскоязычной версии на выборке терапевтических больных // Социальная и клиническая психиатрия. 2010. Т. 20, № 4. С. 31–38.2. Bagby R.M., Parker J.D.A., Taylor G.J. The Twenty-Item Toronto Alex-ithymia Scale – I: Item selection and cross-validation of the factor struc-ture // J. Psychosom. Res. 1994. Vol. 38. P. 23–32.3. Bagby R.M., Taylor G.J., Parker J.D.A., Dickens S.E. The develop-ment of the Toronto Structured Interview for Alexithymia: Item selec-tion, factor structure, reliability and concurrent validity // Psychother. Psychosom. 2006. Vol. 75. P. 25–39.4. Bentler P.M. Comparative fit indices in structural models // Psychol. Bull. 1990. Vol. 107. P. 238–246. 5. Briggs S.R., Cheek J.M. The role of factor analysis in the development and evaluation of personality scales // J. Personality. 1986. Vol. 54. P. 106–148.6. Brown T.A. Confirmatory factor analysis for applied research. New York: Guilford Press, 2006.7. Browne M.W., Cudeck R. Alternative ways of assessing model fit // Testing structural equation models / K.A.Bollen, J.S.Long (Eds.).  Newbury Park, CA: Sage, 1993.8. Cserjesi R., Luminet O., Lenard L. A Torontoi Alexitimia Skala (TAS-20) Magyar valtozata: Megbizhatosaga es faktorvaliditasa egyetemista mintan (Reliability and factor validity of the Hungarian translation of the Toronto Alexithymia Scale in undergraduate student samples.) // Magyar Pszichologiai Szemle. 2007. Vol. 62. P. 355–368. 9. Erni T., Lotscher K., Modestin J. Two-factor solution of the 20-item Toronto Alexithymia Scale confirmed // Psychopathology. 1997. Vol. 30. P. 335–340.10. Hu L., Bentler P.M. Fit indices in covariance structure modeling: sensitivity to underparameterized model misspecification // Psychol. Meth. 1998. Vol. 3. P. 424–453.11. Hu L., Bentler P.M. Cut-off criteria for fit indexes in covariance struc-ture analysis: conventional criteria versus new alternatives // Struc-tural Equation Modeling. 1999. Vol. 6. P. 1–55.12. Jorgensen M.M., Zachariae R., Skytthe A., Kyvik K. Genetic and environmental factors in alexithymia: A population-based study of 8,785 Danish twin pairs // Psychother. Psychosom. 2007. Vol. 76. P. 369–375.13. Joukamaa M., Miettunen J., Kokkonen P. et al. Psychometric prop-erties of the Finnish 20-item Toronto Alexithymia Scale // Nordic J. Psychiatry. 2001. Vol. 55. P. 123–128.14. Mardia K.V. Measures of multivariate skewness and kurtosis with ap- plications // Biometrika. 1970. Vol. 57. P. 519–530.15. Marsh H.W., Hau K-T., Wen Z. In search of golden rules: Comment on hypothesis testing approaches to setting cut-off values for fit indexes and dangers in overgeneralising Hu and Bentler’s (1999) findings // Structural Equation Modeling. 2004. Vol. 11. P. 320–341.16. McCallum M., Piper W.E., Ogrodniczuk J.S., Joyce A.S. Relationships among psychological mindedness, alexithymia and outcome in four forms of short-term psychotherapy // Psychology and Psychotherapy: Theory, Research and Practice. 2003. Vol. 76. P.   133–144. 17. Meganck R., Vanheule S., Desmet M. Factorial validity and measure-ment invariance of the 20-item Toronto Alexithymia Scale in clinical and nonclinical samples // Assessment. 2008. Vol. 15. P. 36–47.18. Msrcuchi Y., Ohnishi T., Lane R. D. et al. Impaired self-awareness and theory of mind: An fMRI study of mentalizing in alexithymia //  NeuroImage. 2006. Vol. 32. P. 1472–1482. 19. Muller J., Buhner M., Ellgring H. Is there a reliable factorial structure in the 20-item Toronto Alexithymia Scale? A comparison of factor models in clinical and normal adult samples // J. Psychosom. Res. 2003. Vol. 55. P. 561–568.20. Muthen L., Muthen B. Mplus user’s guide. Los Angeles, CA: Author, 2006.21. Parker J.D.A., Bagby R.M., Taylor G.J. et al. Factorial validity of the 20-item Toronto Alexithymia Scale // Eur. J. Personality. 1993. Vol. 7. P. 221–232.22. Porcelli P., Bagby R.M., Taylor G.J. et al. Alexithymia as a predictor of treatment outcome in patients with functional gastrointestinal dis-orders // Psychosom. Med. 2003. Vol. 65. P. 911–918.23. Schwarz G. Estimating the dimension of a model // Ann. Statistics. 1978. Vol. 6. P. 461–464.24. Taylor G.J., Bagby R.M., Parker J.D.A. The 20-Item Toronto Alex-ithymia Scale-IV: Reliability and factorial validity in different lan-guages and cultures // J. Psychosom. Res. 2003. Vol. 55. P.   277–283.25. Troisi A., D’Argenio A., Peracchio F., Petti P. Insecure attachment and alexithymia in young men with mood symptoms // J. Nerv. Ment. Dis. 2001. Vol. 189. P. 311–316.26. Tsaousis I., Taylor G., Quilty L. et al. Validation of a Greek adaptation of the 20-item Toronto Alexithymia Scale // Compr. Psychiatry. 2010. Vol. 51. P. 443–448.27. Watkins D. The role of confirmatory factor analysis in cross-cultural research // Int. J. Psychol. 1989. Vol. 24. P. 685–701.28. Zhu X., Yi J., Yao S. et al. Cross-cultural validation of a Chinese trans-lation of the 20-item Toronto Alexithymia Scale // Compr. Psychiatry. 2007. Vol. 48. P. 489–496. НАДЕЖНОСТЬ И ФАКТОРИАЛЬНАЯ ВАЛИДНОСТЬ РУССКОЙ ВЕРСИИ 20-ПУНКТОВОЙ ТОРОНТСКОЙ ШКАЛЫ АЛЕКСИТИМИИГ. Д. Тэйлор, Л. К.   Квилти, Р. М. Бэгби, Е. Г.   Старостина, О. Н. Боголюбова, Л. В. Смыкало, Р. В. Скочилов, А. Е. Бобров Цель исследования заключалась в оценке надежности и фактори-альной валидности русского перевода 20-пунктовой Торонтской шка-лы алекситимии (ТAS-20-R) в выборке из 904 студентов вузов. Были проведены несколько видов подтверждающего факторного анали-за и сравнение пяти различных моделей факторных структур. Стан-дартная трехфакторная модель шкалы показала хорошее соответ-ствие полученным данным, однако несколько более высоким соответ-ствием обладала четырехфакторная модель, в которой пункты факто- ра «внешне ориентированное мышление» (ВОМ) были разделены на факторы «прагматическое мышление» и «важность эмоций». В це-лом, TAS-20-R продемонстрировала адекватную внутреннюю согла-сованность пунктов. Полученные результаты подтверждают возмож-ность использования TAS-20-R в русскоговорящих популяциях, хотя необходима дальнейшая оценка пунктов, входящих в фактор ВОМ. Ключевые слова : алекситимия, психометрическая шкала, студен-ты вузов. ЛИТЕРАТУРА Г. Д. Тэйлор и соавт.
Similar documents
View more...
We Need Your Support
Thank you for visiting our website and your interest in our free products and services. We are nonprofit website to share and download documents. To the running of this website, we need your help to support us.

Thanks to everyone for your continued support.

No, Thanks
SAVE OUR EARTH

We need your sign to support Project to invent "SMART AND CONTROLLABLE REFLECTIVE BALLOONS" to cover the Sun and Save Our Earth.

More details...

Sign Now!

We are very appreciated for your Prompt Action!

x