Psikhologicheskie Issledovaniya • ISSN 2075-7999
peer-reviewed • open access journal
      

 

Related Articles

Кузнецов В.А., Пушкарев Г.С., Ярославская Е.И. Надежность и валидность русскоязычной версии многомерной шкалы восприятия социальной поддержки (MSPSS)

English version: Kuznetsov V.A., Pushkarev G.S., Yaroslavskaya E.I. Reliability and Validity of the Russian version of Multidimensional Scale of Perceived Social Support (MSPSS)
Тюменский кардиологический центр, Тюмень, Россия

Сведения об авторах
Литература
Ссылка для цитирования


Представлены результаты оценки факторной, конструктной валидности, а также надежности русскоязычной версии опросника MSPSS у кардиологических больных. В исследование включено 1018 пациентов с ИБС, которым было выполнено коронарное стентирование. Всем пациентам предлагалось пройти анкетирование для выявления психосоциальных факторов риска, в том числе определения уровня социальной поддержки шкалой MSPSS. Полученные результаты свидетельствуют о том, что русскоязычная версия опросника MSPSS полностью соответствует англоязычной версии в отношении надежности-согласованности и внутренней структуры шкалы, характеризуется высокой ретестовой надежностью, а конструктная валидность опросника полностью подтверждается результатами корреляционного анализа. В целом методика может применяться для определения уровня социальной поддержки у больных с кардиологической патологией.

Ключевые слова: социальная поддержка, MSPSS, надежность, валидность, конфирматорный факторный анализ, ишемическая болезнь сердца

 

В ряде проведенных исследований было продемонстрировано, что социальная поддержка обладает ролью барьера, буфера, смягчающего патогенное воздействие стресса. В кардиологической практике низкая социальная поддержка связана с высоким уровнем эмоционального стресса, сложностью в модификации поведенческих факторов риска, с более выраженным прогрессированием симптоматики ИБС, а также с худшим прогнозом у пациентов с сердечно-сосудистыми заболеваниями (ССЗ) [Burg et al., 2005; Wang et al., 2006]. Учитывая доказанную связь между низким уровнем социальной поддержки и неблагоприятным прогнозом у пациентов с ССЗ, определение уровня социальной поддержки у этих больных может оказаться полезным в клинической практике [Krumholz et al., 2005].

Для определения уровня социальной поддержки в клинических и социологических исследованиях часто используют многомерную шкалу восприятия социальной поддержки (The Multidimensional Scale of Perceived Social Support – MSPSS) [Zimet et al., 1988]. Опросник MSPSS является лаконичным, удобным и простым в заполнении, содержит 12 вопросов с семью ранжированными вариантами ответа и предназначен для измерения восприятия индивидуумом социальной поддержки. Опросник MSPSS доказал свою надежность и эффективность во многих социологических и клинических исследованиях [Pedersen et al., 2009; Zimet et al., 1988].

Данные последних систематических обзоров показали, что люди, которые изолированы или обособлены от других, имеют повышенный риск преждевременной смерти от ССЗ. В то же время было показано, что у пациентов с ишемической болезнью сердца (ИБС) низкий уровень социальной поддержки, определенный по шкале MSPSS, был связан с прогрессированием заболевания, что ведет к снижению выживаемости и более неблагоприятному прогнозу у этих пациентов [Frasure-Smith et al., 2000; Lett et al., 2005].

Таким образом, шкала MSPSS может быть полезным методом в определении социальной поддержки у кардиологических больных с целью выделения групп высокого риска. Известна русскоязычная версия опросника MSPSS в адаптации В.М.Ялтонского и Н.А.Сироты [Карвасарский, 2004]. Однако, во-первых, эта методика отличается от оригинального опросника, предложенного Зиметом и др., использованием дихотомической шкалы, в то время как в оригинальной методике используется семипунктная шкала Лайкерта, что позволяет более точно измерять уровень социальной поддержки. Во-вторых, апробация этой методики не была осуществлена у кардиологических больных. В-третьих, для того чтобы использовать русскоязычную версию опросника MSPSS, необходимо оценить надежность и валидность методики [Зароченцев, Худяков, 2005].

Основная цель данного исследования заключалась в оценке факторной, конструктной валидности, а также надежности русскоязычной версии опросника MSPSS (см. Приложение) у кардиологических больных.

Методы

Выборка

В исследование включено 1018 пациентов с ИБС, которым было выполнено коронарное стентирование в Тюменском кардиологическом центре. Пациенты были разделены на две группы. В группу пациентов с острым коронарным синдромом (ОКС) вошло 359 человек (68,0% мужчин), возрастом от 33 до 90 лет (M = 60,5 лет, SD = 10,9 лет). В группе пациентов со стабильной стенокардией (СС) было 659 человек (78,9% мужчин) в возрасте от 33 до 85 лет (M = 58,0 лет, SD = 8,8 лет). Всем пациентам предлагалось пройти анкетирование для выявления психосоциальных факторов риска, в том числе определения уровня социальной поддержки шкалой MSPSS. Отклик на анкетирование составил 91,4% у пациентов с ОКС и 97,1% у пациентов со СС.

Работа была выполнена в соответствии с Хельсинкской декларацией, одобрена локальным этическим комитетом, у всех пациентов было получено письменное информированное согласие на проведение исследования.

Методики

Для определения уровня социальной поддержки использовали Многомерную шкалу восприятия социальной поддержки (The Multidimensional Scale of Perceived Social Support – MSPSS), которая была переведена на русский язык согласно стандартной методике [Зароченцев, Худяков, 2005]. Шкала MSPSS содержит 12 вопросов и 7 вариантов ответа на каждый вопрос, варьирующих от «Абсолютно не согласен» (1 балл) до «Абсолютно согласен» (7 баллов) [Zimet et al., 1988]. Таким образом, за каждый вопрос можно набрать от 1 до 7 баллов. Итоговая оценка вычисляется путем суммирования результатов для всех вопросов. Возможный диапазон оценки лежит в пределах от 12 до 84 баллов, чем выше балл, тем выше воспринимается социальная поддержка. Шкала MSPSS состоит из трех субшкал «Друзья» (вопросы 6, 7, 9 и 12) «Семья» (вопросы 3, 4, 8 и 11) и «Близкий человек» (вопросы 1, 2, 5 и 10). Проведенные исследования показали, что шкала MSPSS имеет высокий психометрический уровень, со значением показателя Кронбах α от 0,84 до 0,92 [Zimet et al., 1990; Wongpakaran et al., 2011].

С целью установления конструктной валидности опросника дополнительно использовались следующие методики: госпитальная шкала тревоги и депрессии (HADS) и восьмифакторный личностный опросник Спилбергера–Радюка (STPI).

Госпитальная шкала тревоги и депрессии (Hospital Anxiety and Depression Scale – HADS) [Андрющенко и др., 2003] включает в себя 14 вопросов и состоит из двух равных субшкал, оценивающих симптомы тревоги и депрессии (диапазон оценок от 0 до 21 балла). При ответе на каждый вопрос используется 4-пунктная шкала Лайкерта (от 0 до 3 баллов). Шкала HADS была валидизирована во многих странах и является обоснованным и надежным опросником для выявления симптомов тревоги и депрессии, с показателем Кронбаха α от 0,67 до 0,93 для двух субшкал [Bjelland et al., 2002].

Восьмифакторный личностный опросник Спилбергера–Радюка, или The State-Trait Personality Inventory (STPI), также использовался с целью валидизации опросника MSPSS [Spielberger, Reheiser, 2009]. STPI представляет собой текстовый набор 80-стимульных высказываний, характеризующих состояние и поведение человека в различных жизненных ситуациях [Радюк, 2009].

Восьмифакторный личностный опросник Спилбергера–Радюка предназначен для измерения уровней ситуационных (реактивных) и личностных (характерологических) характеристик: любознательности, агрессии, тревоги и депрессии у взрослых людей. Опросник состоит из двух частей, по 40 утверждений в каждой. Первая часть опросника содержит шкалы, оценивающие состояние человека на момент обследования, вторая – шкалы, оценивающие личностные свойства, предрасположенность, склонность испытывать определенные эмоции. Каждая из восьми шкал (и в первой, и во второй частях опросника) включает по 10 стимульных высказываний, каждое из которых оценивается с помощью четырехступенчатой рейтинговой шкалы [Там же.]. В нашей работе мы использовали вторую часть опросника, которая используется для оценки характерологических особенностей личности, таких как агрессивность, тревожность, депрессивность и любознательность. Опросник STPI был переведен и валидизирован на русском языке. Русскоязычная версия STPI имеет высокий уровень надежности, показатель Кронбаха α варьирует для 8-шкального опросника от 0,86 до 0,92 [Там же.].

Методы обработки данных

Статистическую обработку материала проводили с использованием пакета прикладных статистических программ IBM SPSS, версия 21, и IBM SPSS AMOS, версия 21, в соответствии с правилами вариационной статистики [Медик, Токмачев, 2007].

Проверку соответствия распределения результатов тестов закону нормального распределения проводили, используя критерий Колмогорова–Смирнова. Сравнение выборочных средних в двух независимых группах осуществляли с использованием непараметрического критерия Манна–Уитни.

Оценку надежности и валидности русскоязычной шкалы MSPSS проводили с использованием методов, ранее описанных в литературе [Гессманн, Шеронов, 2013; Clark, Watson, 1995]. Надежность как устойчивость результата методики определяли с помощью повторного тестирования (ретеста) с применением внутригруппового коэффициента корреляции. Для этого через 3–4 месяца после первого заполнения методики 55 пациентов из обеих групп повторно отвечали на вопросы опросника MSPSS. Для проверки внутренней согласованности теста применяли метод альфа Кронбаха, показатель общей корреляции коррелированных пунктов (сorrected item-total correlations – CITC) и средний показатель коррелированных пунктов (mean inter-item correlation – MIIC). Показатель альфа Кронбаха больше 0,8 [Cortina, 1993], CITC не менее 0,4 и MIIC в пределах 0,2–0,5 свидетельствуют о хорошей надежности теста [Clark, Watson, 1995].

Факторная структура опросника MSPSS исследовалась при помощи эксплораторного факторного анализа (ЭФА) и конфирматорного факторного анализа (КФА).

Проверка целесообразности использования ЭФА проводилась по критерию выборочной адекватности Кайзера–Мейера–Олкина. Критерий сферичности Бартлетта использовали для проверки нулевой гипотезы об отсутствии корреляций между переменными в генеральной совокупности.

При использовании ЭФА применяли метод главных компонент с вращением по методу варимакс. Определение числа главных компонент проводили при помощи метода Каттелла (график «Каменистая осыпь») [Крамер, 2007].

При выполнении КФА рассчитывались следующие показатели: критерий относительного согласия модели (сomparative fit index, CFI, допустимые значения ≥ 0,95), индекс Такера–Льюиса (Tucker–Lewis index, TLI ≥ 0,9), среднеквадратичная ошибка аппроксимации (root mean-square error of approximation, RMSEA ≤ 0,06, допустимыми считаются также значения 0,06–0,08) и показатель частного χ² и числа степеней свободы (χ²/df, приемлемое значение < 3) [Browne, Cudeck, 1993; Hu, Bentler, 1999].

Оценку конструктной валидности между MSPSS и HADS, STPI проводили с использованием коэффициента корреляции Спирмена.

Результаты и обсуждение

Отвечая на пункты опросника, пациенты использовали всю шкалу ответов (от 1 до 7 баллов). Распределения субшкал и общего балла по шкале MSPSS отличались от нормального по критерию Колмогорова–Смирнова (p < 0,05). Средние величины по общей шкале и субшкалам значимо не различались между пациентами со СС и пациентами с ОКС (см. табл. 1). Не было выявлено различий по полу между средними величинами по общей шкале и субшкалам в группе пациентов с ОКС, в группе пациентов со СС у женщин значимо меньше был средний балл по шкалам «семья» и «близкий человек», а также по общей шкале MSPSS по сравнению с мужчинами.

Таблица 1
Средние значения баллов по субшкалам и общей шкале MSPSS

Шкалы Количество баллов
M ± SD
Мужчины
M ± SD
Женщины
M ± SD
«Друзья» 5,4 ± 1,5
(5,2 ± 1,7)§
5,5 ± 1,3
(5,2 ± 1,7)
5,0 ± 1,9
(5,3 ± 1,8)
«Семья» 6,1 ± 1,1
(6,0 ± 1,3)
6,2 ± 1,0
(6,0 ± 1,3)
5,9 ± 1,3 *
(6,1 ± 1,4)
«Близкий человек» 6,1 ± 1,1
(6,1 ± 1,2)
6,2 ± 1,0
(6,1 ± 1,2)
5,7 ± 1,4 **
(6,0 ± 1,2)
MSPSS 5,9 ± 1,0
(5,8 ± 1,1)
5,9 ± 0,9
(5,8 ± 1,1)
5,5 ± 1,2 **
(5,8 ± 1,1)

Примечания. М – среднее значение. SD – стандартное отклонение. § – Данные в скобках указаны для группы пациентов с острым коронарным синдромом. Уровень значимости различий: * p < 0,05; ** p < 0,01.


Показатели внутригрупповых коэффициентов корреляции по субшкалам и общей шкалой MSPSS варьировали от 0,61 до 0,71 (p < 0,05). Тест-ретестовые корреляции отдельных вопросов также варьировали в положительных пределах от 0,33 до 0,72 (p < 0,05). Иными словами, как пункты методики, так и субшкалы были стабильны во времени.

Внутренняя согласованность опросника MSPSS была высока (см. табл. 2). Показатель альфа Кронбаха для группы пациентов со СС для общей шкалы составил 0,91 и 0,94, 0,90, 0,87 для субшкал «друзья», «семья» и «близкий человек» соответственно. В группе пациентов с ОКС показатель альфа Кронбаха был 0,90 для общей шкалы и 0,94, 0,91, 0,86 для субшкал «друзья», «семья» и «близкий человек» соответственно. Показатель CITC в обеих группах для всех вопросов был высоким и варьировал от 0,65 до 0,86. Значение показателя MIIC для шкалы MSPSS в группе пациентов со СС было 0,45, в группе пациентов с ОКС – 0,44.

Таблица 2
Матрица главных компонент и показатели надежности шкалы MSPSS

Номер вопроса Компоненты (факторы) Внутренняя согласованность†
I II III
6 0,90 (0,88) § 0,09 (0,07) 0,20 (0,19) 0,86 (0,83)
7 0,90 (0,93) 0,14 (0,04) 0,14 (0,14) 0,86 (0,89)
9 0,92 (0,91) 0,12 (0,17) 0,09 (0,04) 0,88 (0,86)
12 0,89 (0,91) 0,11 (0,16) 0,05 (0,02) 0,83 (0,86)
3 0,09 (0,10) 0,74 (0,71) 0,49 (0,39) 0,80 (0,74)
4 0,14 (0,10) 0,78 (0,88) 0,42 (0,26) 0,82 (0,87)
8 0,16 (0,08) 0,81 (0,89) 0,25 (0,11) 0,71 (0,78)
11 0,13 (0,10) 0,84 (0,89) 0,31(0,14) 0,80 (0,83)
1 0,09 (0,11) 0,27 (0,34) 0,82 (0,85) 0,72 (0,65)
2 0,11 (0,10) 0,51 (0,55) 0,71 (0,61) 0,76 (0,76)
5 0,15 (0,23) 0,33 (0,45) 0,79 (0,67) 0,75 (0,74)
10 0,18 (0,16) 0,32 (0,49) 0,72 (0,61) 0,67 (0,74)
MIIC 0,45 (0,44)
Собственное значение 6,06 (6,00) 2,64 (2,80) 0,75 (0,70)
% дисперсии 50,5 (50,0) 22,0 (23,3) 6,2 (5,8)
Альфа Кронбаха 0,94 (0,94) 0,90 (0,91) 0,87 (0,86)

Примечания. † – Общая корреляция коррелированных пунктов (Corrected item–total correlations). MIIC – mean inter-item correlation. § – Данные в скобках указаны для группы пациентов с острым коронарным синдромом.


Значение критерия адекватности выборки Кайзера–Мейера–Олкина (0,90 для группы СС и 0,88 для группы ОКС) и критерия сферичности Бартлетта (p < 0,001 для обеих групп) свидетельствуют о том, что корреляционная матрица для обеих групп пациентов может быть подвергнута дальнейшему факторному анализу.

Анализ графика «Каменистая осыпь» методом Каттелла показал, что в группах можно выделить три главных компоненты (трехфакторная структура) (см. рис. 1 и рис. 2).




Рис. 1. График собственных значений главных компонент для пациентов со стабильной стенокардией и острым коронарным синдромом.
Примечания. СС – стабильная стенокардия.




Рис. 2. График собственных значений главных компонент для пациентов с острым коронарным синдромом.
Примечания. ОКС – острый коронарный синдром.


Результаты анализа главных компонент представлены в таблице 2. В группе пациентов со СС мы отобрали три фактора, которые можно обозначить как «Друзья», «Семья» и «Близкий человек» с собственными значениями 6,06, 2,64 и 0,75, которые объясняют 50,5%, 22,0% и 6,2% общей дисперсии соответственно. Показатели собственных значений для тех же трех факторов в группе ОКС составили 6,00, 2,80, 0,70, которые объясняют 50,0%, 23,3% и 5,8% общей дисперсии соответственно. Таким образом, в модели для пациентов со СС три отобранных фактора объясняют 78,7% общей дисперсии, в модели для пациентов с ОКС – 79,1% общей дисперсии.

Было проведено сравнение статистического соответствия экспериментальным данным двухфакторной и трехфакторной моделей с коррелирующими факторами путем проведения КФА по методу оценки максимального правдоподобия. Итоговые данные представлены в таблице 3. Исходя из данных таблицы, можно сделать вывод, что трехфакторная модель статистически значимо лучше согласуется с полученными данными, чем двухфакторная модель как для пациентов с СС, так и для пациентов с ОКС (разность χ² для моделей в группе СС составила 74,9, разность df – 2, p < 0,01, в группе ОКС – 34,7, разность df – 2, p < 0,01), что соответствует данным факторного анализа англоязычной версии опросника.

Таблица 3
Сравнительная характеристика двухфакторной и трехфакторной модели опросника MSPSS у пациентов со СС и пациентов с ОКС


Показатель
Пациенты со СС Пациенты с ОКС
2-факторная модель 3-факторная модель 2-факторная модель 3-факторная модель
TLI 0,96 0,98 0,95 0,96
CFI 0,97 0,99 0,96 0,97
RMSEA
(90% ДИ)
0,071
(0,061 – 0,081)
0,053
(0,042 – 0,064)
0,087
(0,072 – 0,0101)
0,075
(0,061 – 0,090)
χ² 205,6 130,7 ** 168,9 134,2 **
df 49 47 49 47
χ²/df 4,2 2,8 3,4 2,9

Примечания. TLI – индекс Такера–Льюиса, CFI – критерий относительного согласия модели, RMSEA (90% ДИ) – среднеквадратичная ошибка аппроксимации и 90% доверительный интервал, χ² – хи-квадрат, df – число степеней свободы, χ²/df – показатель частного хи-квадрат и числа степеней свободы. Уровень значимости различий: ** p < 0,01. СС – стабильная стенокардия, ОКС – острый коронарный синдром.


Было установлено, что все субшкалы в русскоязычной версии опросника MSPSS отрицательно коррелируют с субшкалами HADS – тревога и HADS – депрессия, а также с субшкалами опросника STPI, определяющими такие свойства личности, как агрессивность, тревожность и депрессивность (см. табл. 4). В то же время была установлена положительная корреляция социальной поддержки с любознательностью как свойством личности человека.

Таблица 4
Корреляция субшкал опросника MSPSS и шкал HADS, STPI у пациентов со СС и пациентов с ОКС

Шкалы Пациенты со СС Пациенты с ОКС
«Друзья» «Семья» «Близкий человек» «Друзья» «Семья» «Близкий человек»
«Друзья» 1     1    
«Семья» 0,39** 1   0,37** 1  
«Близкий человек» 0,37** 0,78** 1 0,38** 0,80** 1
HADS – тревога –0,12** –0,12** –0,12** –0,12* –0,20** –0,12*
HADS – депрессия –0,24** –0,14** –0,21** –0,24** –0,01 –0,10
STPI – любознательность 0,20** 0,10* 0,12** 0,13* 0,12* 0,14*
STPI – агрессивность –0,10* –0,11** –0,10* 0,05 –0,05 –0,03
STPI – тревожность –0,19** –0,18** –0,20** –0,05 –0,13* –0,06
STPI – депрессивность –0,22** –0,16** –0,20** –0,19** –0,22** –0,18**

Примечания. Уровень значимости различий: * p < 0,05; ** p < 0,01.СС – стабильная стенокардия, ОКС – острый коронарный синдром.


Это первое исследование по валидизации русскоязычной версии опросника MSPSS в нашей стране, проведенное на группе кардиологических больных как с хроническими (СС), так и с острыми (ОКС) формами ИБС. Данное исследование подтвердило структурную и конструктную валидность русскоязычной версии опросника MSPSS, а также его устойчивость и внутреннюю согласованность шкалы. Исследование показало, что пациенты четко различают три источника социальной поддержки, что подтверждает трехфакторную структуру опросника MSPSS. Эти данные хорошо согласуются с данными оригинального исследования Зимета и др. [Zimet et al., 1990]. В ряде исследований была продемонстрирована двухфакторная модель опросника MSPSS. Так, в исследовании, проведенном в Гонконге, было показано, что шкала «друзья» сливается со шкалой «близкий человек», образуя двухфакторную модель. Авторы выдвинули предположения, что это может быть связано с культурологическими особенностями жителей Гонконга или неточным переводом опросника. В то же время в нашей работе обращает на себя внимание высокая корреляция шкалы «семья» и шкалы «близкий человек», такая связь объясняется тем, что в старшем возрасте бывает сложно разграничить эти понятия. Аналогичные данные были получены в другом исследовании [Wongpakaran et al., 2011]. В этом же исследовании авторы указывают на сильную корреляцию между шкалами «друзья» и «близкий человек» в молодом возрасте [Там же.].

Следует отметить, что в нашей работе мы не использовали при определении числа главных компонент метод Кайзера, согласно которому не следует рассматривать факторы с собственными значениями меньше единицы [Крамер, 2007]. Однако в ряде случаев могут возникнуть затруднения, связанные с неполным соответствием между факторной моделью и данными наблюдения. К тому же критерий Кайзера может сохранять слишком много факторов в случае большого числа переменных и слишком мало факторов в случае малого числа переменных [Там же.]. Поэтому мы воспользовались альтернативным критерием «Каменистая осыпь» Каттелла. Анализ графика «Каменистая осыпь» позволил выделить трехфакторную модель. Впоследствии эта факторная структура была убедительно подтверждена при проведении КФА.

Наряду с факторной валидностью опросник MSPSS демонстрирует высокую надежность, о чем свидетельствует высокий внутригрупповой коэффициент корреляции. Конструкторная валидность подтверждается отрицательной корреляцией между субшкалами MSPSS со шкалой HADS, а также с субшкалами опросника STPI, определяющими тревожность и депрессивность, что соответствует результатам, полученным как авторами оригинального опросника MSPS [Canty-Mitchell, Zimet, 2000], так и другими исследователями [Wongpakaran et al., 2011].

Конвергентная валидность опросника MSPSS также подтверждается положительной корреляцией социальной поддержки с любознательностью. Любознательность – активный интерес к окружающему миру, к явлениям и к людям. Любознательный человек способен к продуктивному общению, налаживанию контактов с окружаемыми людьми, его отличает интерес и внимание к собеседнику. В то же время социальная поддержка отражает количество межличностных связей на уровне близких контактов с друзьями, родственниками и близкими людьми, а также на уровне социальных контактов, то есть участие в различных общественных, профессиональных, политических и других организациях. Таким образом, любознательность как свойство личности положительно связанно с социальной поддержкой. Такая связь была впервые продемонстрирована в нашем исследовании.

В качестве дискриминантного теста была выбрана субшкала опросника STPI – агрессивность. В исследовании Пускара [Puskar et al., 2008] было показано, что агрессивность как свойство личности и проявление агрессии не связаны с воспринимаемой социальной поддержкой от друзей и очень слабо связаны с поддержкой со стороны семьи. В нашем исследовании мы обнаружили схожие закономерности.

Таким образом, русскоязычная версия опросника MSPSS полностью соответствует англоязычной версии в отношении надежности–согласованности и внутренней структуры шкалы, а также характеризуется высокой ретестовой надежностью. Конструкторная валидность опросника подтверждается результатами корреляционного анализа, показавшего взаимосвязь социальной поддержки с симптомами тревоги и депрессии, а также с любознательностью, тревожностью, депрессивностью и агрессивностью как свойствами личности. В целом методика может применяться для определения уровня социальной поддержки у больных с кардиологической патологией.


Приложение

Русскоязычная версия опросника MSPSS

Инструкция: Прочитайте внимательно каждое из приведенных ниже предложений и выберите соответствующий ответ в зависимости от степени Вашего согласия с вопросом.

1 – Абсолютно не согласен
2 – Не согласен
3 – Скорее не согласен
4 – Не знаю
5 – Скорее согласен
6 – Согласен
7 – Абсолютно согласен

Таблица А
Вопросы русскоязычной версии опросника MSPSS

1. Рядом со мной всегда есть близкий человек, который поможет в трудную минуту. 1 2 3 4 5 6 7
2. Есть кто-то близкий, с кем я могу разделить свои беды и радости. 1 2 3 4 5 6 7
3. Моя семья действительно старается мне помочь. 1 2 3 4 5 6 7
4. Я получаю эмоциональную поддержку, в которой нуждаюсь, от моей семьи. 1 2 3 4 5 6 7
5. У меня есть близкий человек, с кем я чувствую себя хорошо. 1 2 3 4 5 6 7
6. Мои друзья искренне пытаются мне помочь. 1 2 3 4 5 6 7
7. Я могу рассчитывать на моих друзей, когда мне плохо. 1 2 3 4 5 6 7
8. Я могу говорить о моих проблемах с моей семьей. 1 2 3 4 5 6 7
9. У меня есть друзья, с которыми я могу разделить свои беды и радости. 1 2 3 4 5 6 7
10. В моей жизни есть близкий человек, которому не безразличны мои чувства и переживания. 1 2 3 4 5 6 7
11. Моя семья готова помочь мне принимать решения. 1 2 3 4 5 6 7
12. Со своими друзьями я могу поговорить о своих проблемах. 1 2 3 4 5 6 7



Литература

Андрющенко А.В., Дробижев М.Ю., Добровольский А.В. Сравнительная оценка шкал CES-D, BDI и HADS(D) в диагностике депрессий в общемедицинской практике. Журнал неврологии и психиатрии им. С.С.Корсакова, 2003, No. 5, 11–18.

Гессманн Х.В., Шеронов Е.А. Валидность психологического теста. Современная зарубежная психология, 2013, 2(4), 20–31.

Зароченцев К.Д., Худяков А.И. Экспериментальная психология. М.: Проспект, 2005.

Карвасарский Б.Д. Клиническая психология. СПб.: Питер, 2004.

Крамер Д. Математическая обработка данных в социальных науках: современные методы. М.: Академия, 2007.

Медик В.А., Токмачев М.С. Математическая статистика в медицине. М.: Финансы и статистика, 2007.

Радюк О.М. Восьмифакторный личностный опросник Спилбергера–Радюка: Учебно-методическое пособие. Минск: Белорусский гос. университет, 2009.

Bjelland I., Dahl A.A., Haug T.T., Neckelmann D. The validity of the Hospital Anxiety and Depression Scale. An updated literature review. Journal of Psychosomatic Research, 2002, 52(2), 69–77.

Browne M.W., Cudeck R. Alternative ways of assessing model fit. In: K.A. Bollen, J.S. Long (Eds.), Testing Structural Equation Models. Beverly Hills, CA: Sage, 1993. pp. 136–162.

Burg M.M., Barefoot J., Berkman L., Catellier D.J., Czajkowski S., Saab P., Huber M., DeLillo V., Mitchell P., Skala J., Taylor C.B. Low perceived social support and post-myocardial infarction prognosis in the Enhancing Recovery in Coronary Heart Disease Clinical Trial: the effects of treatment. Psychosomatic Medicine, 2005, 67(6), 879–888.

Canty-Mitchell J., Zimet G. Psychometric properties of the Multidimensional scale of perceived social support in urban adolescents. American Journal of Community Psychology, 2000, 28(3), 391–400.

Clark L.A., Watson D. Constructing validity: basic issues in objective scale development. Psychological Assessment, 1995, 7(3), 309–319.

Cortina J.M. What is coefficient alpha? An examination of theory and applications. Journal of Applied Psychology, 1993, 78(1), 98–104.

Frasure-Smith N., Lesperance F., Gravel G., Masson A., Juneau M., Talajic M., Bourassa M.G. Social support, depression, and mortality during the first year after myocardial infarction. Circulation, 2000, 101(16), 1919–1924.

Hu L., Bentler P.M. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 1999, 6(1), 1–55.

Krumholz H.M., Peterson E.D., Ayanian J.Z., Chin M.H., DeBusk R.F., Goldman L., Kiefe C.I., Powe N.R., Rumsfeld J.S., Spertus J.A., Weintraub W.S. Report of the National Heart, Lung, and Blood Institute Working Group on Outcomes Research in Cardiovascular Disease. Circulation, 2005, 111(23), 3158–3166.

Lett H.S., Blumenthal J.A., Babyak M.A., Strauman T.J., Robins C., Sherwood A. Social support and coronary heart disease: epidemiologic evidence and implications for treatment. Psychosomatic Medicine, 2005, 67(6), 869–878.

Pedersen S.S., Spinder H., Erdman R.A., Denollet J. Poor perceived social support in implantable cardioverter defibrillator (ICD) patients and their partners: cross-validation of the multidimensional scale of perceived social support. Psychosomatics, 2009, 50(5), 461–467.

Puskar K., Ren D., Bernardo L.M., Haley T., Stark K.H. Anger correlated with psychosocial variables in rural youth. Issues in Comprehensive Pediatric Nursing, 2008, 31(2), 71–87.

Spielberger C.D., Reheiser E.C. Assessment of Emotions: Anxiety, Anger, Depression, and Curiosity. Applied Psychology: Health and Well-Being, 2009, 1(3), 271–302.

Wongpakaran T., Wongpakaran N., Ruktrakul R. Reliability and Validity of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support (MSPSS): Thai Version. Clinical Practice and Epidemiology in Mental Health, 2011, Vol. 7, 161–166.

Wang H.X., Mittleman M.A., Leineweber C., Orth-Gomer K. Depressive symptoms, social isolation, and progression of coronary artery atherosclerosis: The Stockholm Female Coronary Angiography Study. Psychotherapy and Psychosomatics, 2006, 75(2), 96–102.

Zimet G.D., Dahlem N.W., Zimet S.G., Farley G.K. The Multidimentional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 1988, 52(1), 30–41.

Zimet G.D., Powell S.S., Farley G.K., Werkman S., Berkoff K.A. Psychometric characteristics of the Multidimensional Scale of Perceived Social Support. Journal of Personality Assessment, 1990, 55(3), 610–617.

Поступила в редакцию 16 января 2015 г. Дата публикации: 26 июня 2015 г.

Сведения об авторах

Кузнецов Вадим Анатольевич. Доктор медицинских наук, профессор, директор филиала НИИ кардиологии «Тюменский кардиологический центр», ул. Мельникайте, д. 111, 625026 Тюмень, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Пушкарев Георгий Сергеевич. Кандидат медицинских наук, научный сотрудник, лаборатория инструментальной диагностики, научный отдел инструментальных методов исследования, филиал НИИ кардиологии «Тюменский кардиологический центр», ул. Мельникайте, д. 111, 625026 Тюмень, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Ярославская Елена Ильинична. Кандидат медицинских наук, старший научный сотрудник, лаборатория инструментальной диагностики, научный отдел инструментальных методов исследования, филиал НИИ кардиологии «Тюменский кардиологический центр», ул. Мельникайте, д. 111, 625026 Тюмень, Россия.
E-mail: Этот адрес электронной почты защищен от спам-ботов. У вас должен быть включен JavaScript для просмотра.

Ссылка для цитирования

Стиль psystudy.ru
Кузнецов В.А. Пушкарев Г.С. Ярославская Е.И. Надежность и валидность русскоязычной версии многомерной шкалы восприятия социальной поддержки (MSPSS). Психологические исследования, 2015, 8(41), 10. http://psystudy.ru

Стиль ГОСТ
Кузнецов В.А. Пушкарев Г.С. Ярославская Е.И. Надежность и валидность русскоязычной версии многомерной шкалы восприятия социальной поддержки (MSPSS) // Психологические исследования. 2015. Т. 8, № 41. С. 10. URL: http://psystudy.ru (дата обращения: чч.мм.гггг).
[Описание соответствует ГОСТ Р 7.0.5-2008 "Библиографическая ссылка". Дата обращения в формате "число-месяц-год = чч.мм.гггг" – дата, когда читатель обращался к документу и он был доступен.]

Адрес статьи: http://psystudy.ru/index.php/num/2015v8n41/1142-kuznetsov41.html

К началу страницы >>