Перейти к основному содержанию

Современная зарубежная психология
2022. Том 11. № 2. С. 113–121
doi:10.17759/jmfp.2022110210
ISSN: 2304-4977 (online)

Русскоязычная адаптация методик для диагностики принятия и избегания опыта

536

Ясин М.И.

PDF (RUS)
GS
Информация
в Google Scholar

Аннотация

Представлены результаты русскоязычной адаптации методик «Избегание опыта» с 32 и 16 вопросами [15] и «Принятие опыта и действий» с 9 и 7 вопросами [18]. Методики измеряют индивидуальную склонность к избеганию опыта и действий. Выборку составили 313 респондентов в возрасте от 17 до 64 лет, средний возраст 34,25 лет, из них женщин 70%. Версия с 32 вопросами дала Альфу Кронбаха в размере 0,773, но низкие показатели CFI. Версия с 16 вопросами продемонстрировала Альфу Кронбаха в размере 0,78, также низкие параметры CFI. Версия с 9 вопросами показала Альфу Кронбаха 0,649, что является достаточным для данного типа шкал, и требуемые показатели CFI. Версия с 7 вопросами дала Альфу Кронбаха 0,659 и требуемые показатели CFI. Была проведена проверка валидности шкал по клиническим группам, ее результаты удовлетворительные. Ретестовая надежность была проведена через 3 месяца, проверена методом корреляции Пирсона и дала результаты r = 0,84, при р < 0,001. Варианты с 32 и 16 вопросами дали результаты, сопоставимые с показателями англоязычного оригинала, а шкалы с 7 и 9 вопросами соответствует всем современным статистическим требованиям и являются высоко валидными.

Общая информация

Ключевые слова: психодиагностика, избегание опыта, принятие опыта и действий, избегающее поведение

Рубрика издания: Психология труда и инженерная психология

Тип материала: научная статья

DOI: https://doi.org/10.17759/jmfp.2022110210

Для цитаты: Ясин М.И. Русскоязычная адаптация методик для диагностики принятия и избегания опыта [Электронный ресурс] // Современная зарубежная психология. 2022. Том 11. № 2. С. 113–121. DOI: 10.17759/jmfp.2022110210

Полный текст

Введение

 
«Избегание опыта», или эмпирическое избегание (experiential avoidance), определено как «желание избежать контакта с каким-либо опытом (телесным, эмоциональным, мыслительным, связанным с воспоминаниями или ситуациями), настолько сильное, что ограничивает свободу поведения человека или наносит ему вред» [15].
Конструкт «избегания опыта» является более четкой операционализацией общих представлений, принятых в психологической психотерапии, согласно которым одну из ключевых ролей для психологического здоровья играет умение человека осознавать свои мысли и чувства. Идеи о приятии опыта, как пути к психологическому здоровью высказывались рядом авторов практических психотерапевтических концепций: И. Яломом, К. Роджерсом, В. Франклом, Ф. Перлзом и другими представителями Гештальт-подхода, представителями Когнитивно-бихевиоральной терапия и Терапия принятия и ответственности [11]. Именно основоположник Терапии принятия и ответственности С.К. Хайес заострил внимание на процессах избегания — принятия опыта, выделил эти процессы в отдельный конструкт, а затем, с командой единомышленников, разработал методики «Избегание опыта» и «Принятие опыта и действий» [9; 15; 18].
Избегание опыта является мишенью для психотерапий многих направлений, а проявления избегания опыта сопровождают широкий ряд нарушений клинического уровня, таких как фобии, депрессии, химические зависимости и суицидальные интенции, отмечает С.К. Хайес и соавторы [9]. Концепция избегания опыта отражает функциональный подход к психологическим нарушениям, то есть, при таком подходе внимание сосредоточено не столько на «симптоме», который наблюдает психотерапевт, но по большей части на характере функционального нарушения, как способе, которым этот дисбаланс достигнут [18].
Шкалы «Избегание опыта» и «Принятие опыта и действий» предложены как инструментарий, охватывающий различные стороны явления, считая его более полезным для количественных исследований. В конструкт избегания опыта включены: высокую потребность в эмоциональном и когнитивном контроле; избегание частных негативных событий; неспособность предпринять необходимые действия в некоторых обстоятельствах; некоторые формы когнитивной запутанности, такие как чрезмерно негативные оценки личного опыта или негативная самооценка [15].
Авторы прогнозировали широкие возможности использования обсуждаемых шкал в практической психологии, включая клиническую психологию и практику психологического консультирования. [15].
По данным статистики Google Академии в последующие 16 лет статья [15], посвященная разработке тестов была процитирована 2431 раз. Измерения избегания опыта показывают значимые связи с рядом проблемных психологических явлений, таких как депрессивная симптоматика [20, 22], тревожность [6; 16; 22; 25] и соматизация [10; 27], самоповреждающее поведение, посттравматический стресс [27; 29] и отдельные его проявления [16; 22; 28]. Избегание является типичной реакцией на сильный стресс, в свете современных теорий суицидальное поведение является крайней формой проявления избегания [1]. Тесная связь выявлена между избегающим поведением и подавлением мыслей [13], обессивно-компульсивной симптоматикой [22]. Избегание опыта сопровождает алекситимию [6] и подавлений эмоций [10], избегание опыта при алексетимии и эмоциональное избегание являются связанными [3]. Избегание опыта связано с пищевыми нарушениями [30]. В эксперименте показано, что принятие опыта связано с реакцией эмпатии, и избегания опыта с высоким уровнем дистресса [19]. Избегание опыта имеет отрицательные связи с показателями счастья, или субъективного благополучия [24].
Адаптируются и валидизируются версии опросника на разных языках, например, существуют португалоязычная версия [7], испаноязычная версия [21], турецкоязычная версия [14].
Актуальность адаптации на русский язык обсуждаемых методик определяется тем, что на данный момент отсутствуют русскоязычные инструменты измерения принятие и избегания опыта. Данные методики представляются перспективными инструментами для исследования ряда клинических психологический явлений (депрессии, тревоги, соматизации, химических зависимостей и т.п) и других психологических затруднений (подавление мыслей и эмоций, эмпатия, дистерсс и т.п.), измерения результативности психологической психотерапии, научных исследований.
Цель работы: выполнить русскоязычную адаптацию четырех методик, диагностирующих принятие и избегания опыта, выполнить необходимые процедуры для проверки их валидности и надежности.
 

Метод

 
Адаптируемые методики
  1. Методика «Избегание опыта» (Measuring experiential avoidance) [15] направлена на измерение степени избегания опыта. Методика представляет собой опросник-самоотчет с закрытыми вопросами и шкалой 5-балльной шкалой Ликерта, опросник имеет две версии: с 32 и 16 вопросами.
  2. «Принятие опыта и действий» («Acceptance and Action Questionnaire», AAQ) [18] разработан на базе вопросов методики «Избегание опыта», представляет собой более краткие шкалы, с 9 и 7 вопросами.
 
Процедура и выборка
Сбор данных по всем методикам осуществлялся в электронном виде, в сети интернет, на платформе Гугл-форм. В исследовании приняли участие 313 человек в возрасте от 17 до 64 лет, средний возраст 34,25 лет, медиана 33, пропущенных значений нет; из них женщин 70% (219 чел.), мужчин 26,8% (84 чел.), 3,2% предпочли не указывать пол.
 
Анализ данных
Мы повторили процедуры проверки валидности и надежности, которые были использованы в англоязычном оригинале методики, а именно: проверку внутренней согласованности; проверку внешней валидности.
Расчеты производились в программах IBM SPSS Statistics 23, Jamovi 1.6.15 и G-Power.
 

Результаты

 
Адаптация на русский язык методик «Избегание опыта»
 
Нормальность распределения: показатель ШапироУилка, рассчитанный по каждому из вопросов теста, составил от 0,814 до 0,910 при p < 0,001, что говорит о нормальности распределения.
 
Внутренняя согласованность шкал Полная версия с 32 вопросами
Для перепроверки структуры опросника был произведен конфирматорный факторный анализ (метод максимального правдоподобия), для которого была принята однофакторная структура, как в оригинале методики.
Данные Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда представлены в Таблице 1.
Основные показатели соответствия представлены в Таблице 2. В наших расчетах для полной версии теста сравнительный индекс модели (CFI) не достиг требуемых показателей [12]. Показатель χ²/df = 3,2, при требуемых < 2. Критерий CFI = 0,558 (требуемое значение CFI > 0,90), SRMR = 0,0817 (требуемое значение SRMR < 0,08), RMSEA = 0,0842 (требуемое значение RMSEA < 0,08). Расчеты производились в статистическом пакете Jamovi.
Однако в публикации англоязычного оригинала производились только измерения Альфа Кронбаха (0,71). Русскоязычная версия теста с 32 вопросами показала сопоставимые Альфу Кронбаха и Омегу МакДоналда, однако не показала требуемых параметров по модели CFI, что говорит о его низкой согласованности, по современным стандартам, предъявляемым к тестам-опросникам.
 
Короткая версия с 16 вопросами
Вопросы: 3, 4, 8, 9, 10, 11, 12, 16, 17, 19, 24, 25, 28,
29, 31, 32.
Произведен конфирматорный факторный анализ (метод максимального правдоподобия), для которого была принята однофакторная структура, как в оригинале методики.
Данные Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда представлены в Таблице 1.
Основные показатели соответствия представлены в Таблице 2. В наших расчетах для 16-вопросной версии теста сравнительный индекс модели (CFI) не достиг требуемых показателей. Мы получили χ²/df = 4,6, при требуемых < 2. Критерии CFI, SRMR, RMSEA не достигли требуемых значений.
Версия с 16 вопросами на русском языке обладает достаточно высокой согласованностью по показателю Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда, однако шкала не является адекватной моделью, что видно по параметру CFI. Следует отметить, что в англоязычном ориги-
 
 
Данные Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда для русскоязычной адаптации тестов
 
Таблица 1
 
 

Альфа Кронбаха (SPSS)

Омеги МакДоналда (Jamovi)

Методика «Избегание опыта», версия с 32 вопросами

0,773

0,755

Методика «Избегание опыта», версия с 16 вопросами

0,78

0,778

Методика «Принятие опыта и действий», версия с 9 вопросами

0,649

0,678

Методика «Принятие опыта и действий», версия с 7 вопросами

0,659

0, 662
 
 
Основные показатели соответствия для русскоязычной адаптации тестов (Jamovi)
Таблица 2
 
 

CFI

SRMR

χ²

df

RMSEA 90% CI

Методика «Избегание опыта», версия с 32 вопросами

0,558

0,0817

1397

434*

0,0842

Методика «Избегание опыта», версия с 16 вопросами

0,646

0,0856

417

90*

0,108

Методика «Принятие опыта и действий», версия с 9 вопросами

0,906

0,0476

57,9

29*

0,0664

Методика «Принятие опыта и действий», версия с 7 вопросами

0,944

0,0372

27,3

14**

0,0551
* p < 0,001; ** р < 0,017.
нале полной версии методики подобные измерения не приводились, авторы ограничились показателем Альфы Кронбаха.
Имеющиеся результаты позволяют получить представления об устройстве полной версии опросника, однако также показывают его низкую согласованность, по современным стандартам, предъявляемым к тестам-опросникам.
 
Адаптация на русский язык методики «Принятие опыта и действий» («ПОД») («Acceptance and Action Questionnaire», AAQ)
 
На базе полной 32-вопросной версии были сформированы более короткие, но согласованные и точные шкалы. Датские исследователи называют 9-вопросную версию самой точной и согласованной. [8].
 
Короткая версия с 9 вопросами
Вопросы: 3, 6, 8, 16, 19, 20, 24, 28, 31.
Произведен конфирматорный факторный анализ (метод максимального правдоподобия), для которого была принята однофакторная структура, как в оригинале методики.
Данные Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда представлены в Таблице 1.
Некоторое снижение Альфы и Омеги происходит в силу небольшого количества вопросов в шкале. В англоязычном оригинале Альфа составила 0,7.
В оригинальных англоязычных версиях не рассчитывались показатели CFI. Однако в более поздних переводных адаптациях этот критерий используется для данной методики [23, 21].
Основные показатели соответствия представлены в Таблице 2. В наших расчетах для 9-вопросной версии теста сравнительный индекс модели (CFI) достиг требуемых показателей. Мы получили χ²/df = 1,99, что укладывается в значение < 2. Критерий CFI > 0,90. Получены SRMR < 0,08, RMSEA < 0,08.
Таким образом, 9-вопросная шкала является адекватной, так как соответствует всем статистическим требованиям.
 
Проверка валидности и надежности теста из 9 вопросов
Не обнаружено значимых различий в баллах по тесту между мужчинами и женщинами, T-критерий Стьюдента для независимых выборок с неравными дисперсиями составил: T = 1,24 при р < 0,06, рассчитано по 303 записям (SPSS).
Корреляция между значениями теста и возрастом составила r = 0,187, при р < 0,01, рассчитано по 313 записям, что говорит том, что с возрастом в целом избегание опыта увеличивается.
 
Проверка по клиническим группам
Конструктная валидность методики была проверена по ряду клинических показателей, которые были оценены как результат самоотчета испытуемых по шкале: от 1 — «Нет, не было», 2 — «были подозрения», «думаю, было», до 3 — «диагноз был поставлен врачом».
Опросник из 9 вопросов показал положительные корреляции с параметрами: «Тревоги» (r = 0,296**, при p < 0,001, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,98 (G-Power) [26]; «Депрессии» (r = 0,24**, при p < 0,001, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,84 (G-Power); «Алкогольной или наркотической зависимости» (r = 0,169**, при p < 0,001, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,386 (G-Power). Весьма слабая связь проявилась с показателем «Психосоматическое расстройство» (r = 0,094, при p < 0,095, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,498 (G-Power).
Мы руководствовались следующим: «Для корреляции Пирсона высокими считаются значения статистической мощности выше 0,8, средними 0,7-0,3, низкими — менее 0,3» [17]. Полученная статистическая мощность свидетельствует о том, что возможно с уверенностью говорить о диагностическом потенциале методики в плане определения тревожности, депрессии и для химических зависимостей, а для психосоматики — возможность допущения ошибки несколько выше и следует провести дополнительные измерения на более широкой выборке для уточнения связи.
Дополнительно мы учитывали параметр знакомства человека с практической психологией. Мы предположили, что у людей, которые занимаются практической психологией и проходили психотерапию, опыт осознавания и принятия своих чувств больше и, соответственно, должны быть более позитивные показатели по шкале «Принятие опыта и действий». Мы распределили баллы следующим образом: 1 — «дипломированный и практикующий психолог / психотерапевт», 2 —
«получил/а психологическое образование, работаю теоретиком или в смежных областях», 3 — «увлекаюсь психологией», 4 — «не психолог, я здесь чтобы поговорить / задать вопросы». Мы получили значимую позитивную корреляцию (r = 0,377, при p < 0,001, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,99 (G-Power)), то есть знакомство с психологией, особенно практический опыт, снижает избегание опыта и приводит к большему принятию опыта.
 
Проверка ретестовой надежности
Корреляция Пирсона результатов двух тестов, проведенных с интервалом в 3 месяца, на выборке из 32 испытуемых, составила 0,84, при р < 0,001, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,999 (G-Power).
 
Короткая версия с 7 вопросами
Вопросы: 3, 8, 16, 19, 24, 28, 31.
Произведен конфирматорный факторный анализ (метод максимального правдоподобия), для которого была принята однофакторная структура, как в оригинале методики.
Данные Альфы Кронбаха и Омеги МакДоналда представлены в Таблице 1.
Некоторое снижение Альфы и Омеги происходит в силу небольшого количества вопросов в шкале. В англоязычном оригинале Альфа составила 0,61.
Основные показатели соответствия представлены в Таблице 2. В наших расчетах для 7-вопросной версии теста сравнительный индекс модели (CFI) достиг требуемых показателей. Показать χ²/df = 1,95, что укладывается в параметр < 2. Критерий CFI > 0,90. Получены SRMR < 0,08, RMSEA < 0,08.
Таким образом, 7-вопросная шкала является адекватной и соответствует всем статистическим требованиям.
 
Проверка надежности и валидности теста из 7 вопросов
Не было обнаружено значимых различий в баллах по тесту между мужчинами и женщинами, T-критерий Стьюдента для независимых выборок с неравными дисперсиями составил: T = 1,742, при р < 0,9, рассчитано по 303 записям (SPSS).
Корреляция между значениями теста и возрастом составила r = 0,222, при р < 0,01, рассчитано по 313 записям, что говорит том, что с возрастом в целом избегание опыта увеличивается.
 
Проверка по клиническим группам
Процедура проверки теста из 7 вопросов полностью совпадает с той, которая была использована для версии из 9 вопросов (см. стр. 48).
Опросник из 7 вопросов показал положительные корреляции с параметрами: «Тревоги» (r = 0,291**, при p < 0,001), (SPSS), статистическая мощность измерения (1 β) = 0,977 (G-Power); «Депрессии» (r = 0,292**, при p < 0,001), (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,978 (G-Power));
«Алкогольной или наркотической зависимости» (r = 0,216**, при p < 0,001), (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,717 (G-Power). Весьма слабая связь проявилась с показателем
«Психосоматическое расстройство» (r = 0,113, при p < 0,05), (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,516 (G-Power).
При пересечении с параметром знакомства человека с психологией, мы получили значимую позитивную корреляцию (r = 0,327, при p < 0,001), (SPSS); статистическая мощность измерения (1 ) = 0,996 (G-Power), то есть знакомство с психологией, особенно практический опыт, снижает избегание опыта и приводит к большему принятию опыта.
 
Проверка ретестовой надежности
Корреляция Пирсона (двусторонняя) результатов двух тестов, проведенных с интервалом в 3 месяца, на выборке из 32 испытуемых, составила 0,76, при р < 0,01, (SPSS); статистическая мощность измерения (1 β) = 0,98 (G-Power).
Корреляции результатов двух тестов
«Принятие опыта и действий»
Мы получили положительную корреляцию Пирсона двух вариантов методики (с 7 и 9 вопросами) в размере r = 0,86 при р < 0,001, на выборке из 313 испытуемых (SPSS). (1 β) = 1 (G-Power). Для сравнения, при адаптации англоязычных оригиналов была получена корреляция в размере r = 0,89 [18].
 
Корреляции результатов двух тестов и шкалы «Открытости опыту»
В исследовании корреляционной связи «Избегания опыта и действий» с шкалой «Открытости опыту» полной версии «Большой пятерки» [5] приняло участие 109 человек.
В измерении корреляций между тестом «Принятие опыта и действий» с 9 вопросами и шкалой «Открытости опыту» полной версии «Большой пятерки» мы получили r = -0,026, при р < 0,789. Статистическая мощность измерения (1 ) = 0,796 (расчеты производились в программе G-Power). Таким образом, «Принятие опыта и действий» в версии с 9 вопросами и
«Открытости опыту» показали отсутствие связи.
В измерении корреляций между тестом «Принятие опыта и действий» с 7 вопросами и шкалой «Открытости опыту» полной версии «Большой пятерки» мы получили r = -0,134, при р<0,166. Статистическая мощность измерения (1-β)=0,507 (расчеты производились в программе G-Power). Таким образом, «Принятие опыта и действий» в версии с 7 вопросами и
«Открытости опыту» также оказались не связанными.
 

Обсуждение результатов

 
Выборка является относительно небольшой (315 человек), но показатели статистической значимости позволяют говорить о достаточной надежности измерений.
Тесты с 32 и 16 вопросами имеют высокие показатели согласованности (Альфу Кронбаха и Омегу МакДоналда), сопоставимые с англоязычным оригиналами. Однако показатели CFI, которые в англоязычном оригинале не исследовался, оказываются низкими, и по современным стандартам методика не представляется достаточно согласованной [2]. Короткие версии опросника с 9 и 7 вопросами показывают Альфу и Омегу менее 0,7 пунктов, однако 0,6 это достаточный показатель для измерений динамических показателей, таких как мотивация или эмоции, 0,65 — для личностных конструктов [4]. В случае «Избегания опыта» мы имеем как раз такого рода конструкт — воплощающий собой личностную склонность, описывающий типа реакций на эмоциональное напряжение. Хорошие показатели CFI для шкал с 9 и 7 вопросами подтверждают хорошую согласованность измерения.
Результаты ретеста говорят о хорошей надежности всех четырех вариантов шкал.

Заключение

Русскоязычная адаптация методик «Избегание опыта» с 32 и 16 вопросами и «Принятие опыта и действий» с 9 и 7 вопросами включала ряд статистических проверочных процедур.
Версии шкалы с 32 и 16 вопросами показывают достаточные показатели согласованности (Альфу Кронбаха и Омегу МакДоналда), сопоставимые с показателями оригинала. Версии шкал с 9 и 7 опросами демонстрируют Альфу и Омегу, сопоставимые с показателями оригинала, также по шкалам получены высокие показатели параметров CFI.
Проверка по клиническим группам шкалы с 9 и
7 вопросами демонстрирует средней силы положительные, статистически значимые корреляции с пара-
метрами: «Тревоги», «Депрессии», «Алкогольной или наркотической зависимости», сильную значимую отрицательную корреляцию с опытом в области практической психологии. Обе шкалы демонстрируют слабую положительную корреляцию с психосоматическими расстройствами.
Ретестовая проверка, проведенных с интервалом в 3 месяца, демонстрирует высокую надежность русскоязычных вариантов методик.
Гендерный различий в результатах теста в нашем исследовании обнаружено не было.
Таким образом, Варианты с 32 и 16 вопросами дали результаты, сопоставимые с показателями англоязычного оригинала, а шкалы с 7 и 9 вопросами соответствует всем современным статистическим требованиям и являются высоко валидными.
 
Приложение
 
  1. Мысли и чувства, на самом деле, невозможно контролировать. *
  2. Мои мысли и чувства не просто реакции — они представляют собой мое собственное «Я».
  3. Я способен предпринять действия по поводу какой-либо проблемы, даже если я не уверен, как правильно поступить.*
  4. По-настоящему «целостному» человеку не следует справляться с обстоятельствами так, как это делаю я.
  5. Нет способа избежать неприятных мыслей и чувств. *
  6. Я часто замечаю за собой, что думаю о том, как я поступил в какой-то ситуации, и что бы я сделал по-другому в следующий раз.
  7. Терапию можно считать успешной, даже если впоследствии клиент большую часть времени несчастлив или не уверен в себе.*
  8. Когда я чувствую подавленность или беспокойство, я не могу выполнять свои обязанности.
  9. Я стараюсь подавить неприятные мысли и чувства, просто не думая о них.
  10. Есть не так много вещей, которые я прекращаю делать, когда чувствую подавленность или беспокойство.*
  11. Чувствовать себя подавленным или встревоженным — это нормально.*
  12. Мне не нужно учиться контролировать свои чувства, чтобы хорошо справляться со своей жизнью.*
  13. Я избегаю ситуаций, в которых чувствую себя некомфортно.
  14. Я надеюсь, что в моей жизни всё изменится.*
  15. Мне трудно придерживаться принятого решения, пока я не соберусь с мыслями.
  16. Я редко беспокоюсь о том, чтобы взять под контроль свои тревоги, переживания и чувства.*
  17. Чтобы сделать что-то важное, мне нужно разобраться со всеми моими сомнениями.
  18. Я провожу много времени, думая о том, что я сделаю, когда буду чувствовать себя лучше.
  19. Я не боюсь своих чувств.*
  20. Когда я оцениваю что-то негативно, я обычно осознаю, что это всего лишь моя реакция, а не объективный факт.*
  21. В эмоционально сложные периоды я не ем и не пью больше чем обычного.*
  22. Чтобы быть готовым что-то сделать, мне это должно нравится.
  23. То, что я думаю и чувствую, не обязательно является хорошим показателем того, как обстоят дела на самом деле.*
  24. Когда я сравниваю себя с другими людьми, мне кажется, что большинство из них справляются с жизнью лучше, чем я.
  25. Я изо всех сил стараюсь избежать подавленности или тревоги.
  26. Я считаю, что мое мнение обычно верно.
  27. Я обычно не избегаю ситуаций, которые могут вызвать у меня неприятные мысли и чувства.*
  28. Тревога это плохо.
  29. Я чувствую, что могу выбрать курс в своей жизни и затем придерживаться его, даже несмотря на сомнения.*
  30. Чтобы совершить действие, я должен быть уверен в том, что поступаю правильно.
  31. Если бы я мог по волшебству удалить все болезненные переживания, которые у меня были в жизни, я бы это сделал.
  32. Я контролирую свою жизнь.*
 
Перевернутые значения (отмечены «*»): 1, 3, 5, 7, 10, 11, 12, 14, 16, 19, 20, 21, 23, 27, 29 и 32.

Литература

  1. Борисоник Е.В. Завершенный суицид и суицидальная попытка близкого человека как ситуация экстремального стресса для ближайшего окружения // Современная зарубежная психология. 2020. Том 9. № 1. С. 62—67. DOI:10.17759/jmfp.2020090106

  2. Гессманн Х.В., Шеронов Е.А. Валидность психологического теста [Электронный ресурс] // Современная зарубежная психология. 2013. № 4. С. 20—31. URL: https://psyjournals.ru/files/65481/jmfp_2013_4_n2_Gessmann.pdf (дата обращения: 26.05.2022).

  3. Ларионов П.М. Ключевые проблемы исследования алекситимии и ее взаимосвязь с когнитивными стратегиями регуляции эмоций, эластичностью копинга и эмоциональными нарушениями // Консультативная психология и психотерапия. 2021. Том 29. № 1. С. 44—65. DOI:10.17759/cpp.2021290104

  4. Митина О.В. Альфа Кронбаха: когда и зачем ее считать // Современная психодиагностика России. Преодоление кризиса: сборник материалов III Всероссийской конференции: в 2 т. / Под ред. Н.А. Батурина и др. Челябинск: Издательский центр ЮУрГУ, 2015. Том 1. С. 232—240.

  5. Психометрика русскоязычной версии Big Five Inventory-2 / А.Ю. Калугин, С.А. Щебетенко, А.М. Мишкевич, К. Сото, О. Джон// Психология. Журнал Высшейшколыэкономики. 2021. Том 18. № 1. С. 7—33. DOI:10.17323/1813- 8918-2021-1-7-33

  6. Asher M., Hofmann S.G., Aderka I.M. I’m Not Feeling It: Momentary Experiential Avoidance and Social Anxiety Among Individuals With Social Anxiety Disorder // Behavior Therapy. 2021. Vol. 52. № 1. P. 183—194. DOI:10.1016/j. beth.2020.04.001

  7. Assessing psychological flexibility in test situations: The test anxiety acceptance and action questionnaire for adolescents C.P. Pires, D.W. Putwain, S.G. Hofmann, M.B. MacKenzie, N.L. Kocovsk, M. do C u Salvador // Revista de Psicopatologia y Psicologia Clinica. 2020. Vol. 25. № 3. P. 147—159. DOI:10.5944/RPPC.29014

  8. Boelen P.A., Reijntjes A. Measuring Experiential Avoidance: Reliability and Validity of the Dutch 9-item Acceptance and Action Questionnaire (AAQ) // Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2008. Vol. 30. P. 241—251. DOI:10.1007/s10862-008-9082-4

  9. Experiential avoidance and behavioral disorders: A functional dimensional approach to diagnosis and treatment [Электронный ресурс] / S.C. Hayes, K.G. Wilson, E.V. Gifford, V.M. Follette, K. Strosahl // The Act in Context: The Canonical Papers of Steven C. Hayes / Ed. S.C. Hayes. London: Routledge/Taylor & Francis Group, 2016. P. 171—203. URL: https://psycnet.apa.org/record/2015-53131-011 (дата обращения: 27.05.2022).

  10. Experiential avoidance as a generalized psychological vulnerability: Comparisons with coping and emotion regulation strategies / T.B. Kashdana, V. Barriosb, J.P. Forsythb, M.F. Steger // Behaviour Research and Therapy. 2006. Vol. 44. № 9. P. 1301—1320. DOI:10.1016/j.brat.2005.10.003

  11. Harris R. Embracing your demons: an overview of acceptance and commitment therapy [Электронный ресурс] // Psychotherapy in Australia. 2006. Vol. 12. № 4. P. 2—8. URL: https://www.readkong.com/page/embracing-your-demons- an-overview-of-acceptance-and-4371435 (дата обращения: 27.05.2022).

  12. Hu L., Bentler P. M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives // Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 1999. Vol. 6. № 1. P. 1—55. DOI:10.1080/10705519909540118

  13. Kingston J., Clarke S., Remington B. Experiential avoidance and problem behavior: A mediational analysis // Behavior Modification. 2010. Vol. 34. № 2. P. 145—163. DOI:10.1177/0145445510362575

  14. Kroska E.B., Roche A.I., O’Hara M.W. Childhood Trauma and Somatization: Identifying Mechanisms for Targeted Intervention // Mindfulness. 2018. Vol. 9. P. 1845—1856. DOI:10.1007/s12671-018-0927-y

  15. Measuring experiential avoidance: A preliminary test of a working model [Электронный ресурс] / S.C. Hayes, K. Strosahl, K.G. Wilson [et al.] // The Psychological Record. 2004. Vol. 54. P. 553—578. URL: https://link.springer.com/article/10.1007/BF03395492 (дата обращения: 27.05.2022).

  16. Morina N. The role of experiential avoidance in psychological functioning after war-related stress in Kosovar civilians. // The Journal of Nervous and Mental Disease. 2007. Vol. 195. № 8. P. 697—700. DOI:10.1097/NMD.0b013e31811f44a6

  17. Pituch K.A., Stevens J.P. Applied Multivariate Statistics for the Social Sciences (6th. Edition). New York: Routledge, 2015. 814 p. DOI:10.4324/9781315814919

  18. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire — II: A revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance / F.W. Bond, S.C. Hayes, R.A. Baer, K.M. Carpenter, N. Guenole, H.K. Orcutt, T. Waltz, R.D. Zettle // Behavior Therapy. 2011. Vol. 42. № 4. P. 676—688. DOI:10.1016/j.beth.2011.03.007

  19. Psychological Flexibility with Prejudices Increases Empathy and Decreases Distress Among Adolescents: A Spanish Validation of the Acceptance and Action Questionnaire-Stigma / S. Valdivia-Salas, J. Martín-Albo, A. Cruz, V.J. Villanueva- Blasco, T.I. Jiménez // Frontiers in Psychology. 2021. Vol. 11. Article ID 565638. P. 9 DOI:10.3389/fpsyg.2020.565638

  20. Psychological flexibility: What we know, what we do not know, and what we think we know / J.D. Doorley, F.R. Goodma, K.C. Kelso, T.B. Kashda // Social and Personality Psychology Compass. 2020. Vol. 14. № 12. P. 1—11. DOI:10.1111/spc3.12566

  21. Psychometric properties and factor structure of the spanish version of the acceptance and action questionnaire-ii (Aaq-ii) in Ecuador / B. Paladines-Costa, V. L pez-Guerra, P. Ruisoto, S. Vaca-Gallegos, R. Cacho // International Journal of Environmental Research and Public Health. 2021. Vol. 18. № 6. Article ID 2944. 1P. 0 DOI:10.3390/ijerph18062944

  22. Psychometric properties of the Persian version of the acceptance and Action Questionnaire for obsessions and compulsions (AAQ-OC) / E. Soltani, A. Ghanizadeh, S.A. Dastgheib, Q.J.J. Wong, N. Jaafari // Journal of Obsessive- Compulsive and Related Disorders. 2020. Vol. 27. Article ID100582. DOI:10.1016/j.jocrd.2020.100582

  23. Reliability and validity of a turkish version of the acceptance and action diabetes questionnaire / M.E. Karadere, K.F. Yavuz, E.Y. Asafov, F.K. Küçükler // Psychiatry Investigation. 2019. Vol. 16. № 6. P. 418—424. DOI:10.30773/pi.2019.02.26.2

  24. Role of psychological acceptance between personality and happiness / H.L. Juang, Y.Y.C. Chang, B.L. Tseng, C.-C. Chang, Y.J. Shiah // Current Psychology. 2021. Vol. 40. № 3. P. 1048—1055. DOI:10.1007/s12144-018-0026-1

  25. Safety behaviors, experiential avoidance, and anxiety: A path analysis approach / A. Kirk, J.M. Meyer, M.A. Whisman, B.J. Deacon, J.J. Arch // Journal of Anxiety Disorders. 2019. Vol. 64. P. 9—15. DOI:10.1016/j.janxdis.2019.03.002

  26. Statistical power analyses using G*Power 3.1: Tests for correlation and regression analyses / F. Faul, E. Erdfelder, A. Buchner, A. Lang // Behavior Research Methods. 2009. Vol. 41. № 4. P. 1149—1160. DOI:10.3758/brm.41.4.1149

  27. Steil R., Ehlers A. Dysfunctional meaning of posttraumatic intrusions in chronic PTSD // Behaviour Research and Therapy. 2000. Vol. 38. № 6. P. 537—558. DOI:10.1016/S0005-7967(99)00069-8

  28. The examination of behavior inhibition system sensitivity, experiential avoidance, and sex in relation to post-traumatic stress symptom severity: Comparison of a moderated versus mediated model / A.S. Warnke, S.M. Nagy, S.M. Pickett, N.L. Jarrett, J.A. Hunsanger // Personality and Individual Differences. 2018. Vol. 132. P. 60—65. DOI:10.1016/j.paid.2018.05.019

  29. The role of experiential avoidance in posttraumatic stress symptoms and symptoms of depression, anxiety, and somatization / T.M. Tull, L.K. Gratz, K. Salters, L. Roemer // The Journal of Nervous and Mental Disease. 2004. Vol. 192. № 11. P. 754—761. DOI:10.1097/01.nmd.0000144694.30121.89

  30. Validation of the acceptance and action questionnaire for weight-related difficulties in an eating disorder population / Manwaring, A. Hilbert, K. Walden, E.R. Bishop, C. Johnson // Journal of Contextual Behavioral Science. 2018. Vol. 7. P. 1—7. DOI:10.1016/j.jcbs.2017.09.004

Информация об авторах

Ясин Мирослав Иванович, аспирант Школы психологии, Национальный исследовательский университет «Высшая школа экономики» (ФГАОУ ВО «НИУ ВШЭ»), Москва, Россия, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6249-8527, e-mail: yasin.mi@yandex.ru

Метрики

Просмотров

Всего: 1474
В прошлом месяце: 50
В текущем месяце: 35

Скачиваний

Всего: 536
В прошлом месяце: 35
В текущем месяце: 26