Разработка шкал специфических расстройств личности на основе MMPI

Оригинальные исследования

УДК 616.89-072.87

РАЗРАБОТКА ШКАЛ СПЕЦИФИЧЕСКИХ РАССТРОЙСТВ ЛИЧНОСТИ

НА ОСНОВЕ MMPI

Ассанович М.А., Дерман Е.В.

УО «Гродненский государственный медицинский университет», Гродно, Беларусь

В статье приводятся результаты работы по конструкции шкал специфических расстройств личности на основе MMPI. Разработка шкал проводилась в несколько этапов: с помощью коэффициента бисериальной корреляции были отобраны утверждения MMPI, имеющие статистически значимые связи с суммой баллов IPDE по каждому личностному расстройству; затем отобранные утверждения анализировались на основе модели Раша, при этом оценивались индексы соответствия и трудность утверждений, их содержательное соответствие исследуемому конструкту; в дальнейшем полученные шкалы проверялись на соблюдение основных допущений модели Раша, а именно унидименсиональности и локальной независимости. Сформированные шкалы специфических расстройств личности оценивались с точки зрения надёжности.

Ключевые слова: расстройства личности, психодиагностика, Исследование расстройств личности по международной схеме, модель Раша, Миннесотский многофазный личностный опросник.

Актуальность изучения расстройств личности и разработки психодиагностических методик для данной патологии обусловлена рядом факторов. Следует отметить широкую распространенность расстройств личности в популяции - 10%, согласно крупномасштабному исследованию, проведенному в США в 2001-2003 годах (National Comorbidity Survey Replication) [11]. Среди пациентов психиатрических стационаров эта цифра выше и по данным разных исследований колеблется в диапазоне 30-50% [9, 14]. Наличие расстройства личности оказывает существенное влияние на возникновение, течение и тяжесть коморбидного психического расстройства и сопровождается большим нарушением социального функционирования, большей частотой хронизации, худшей реакцией на терапию и потребностью в более интенсивном и продолжительном лечении [17, 18].

В соответствии со стандартами лечения психических и поведенческих расстройств (2005) при постановке диагноза «расстройство личности» необходимо проводить экспериментально-психологическое обследование, включающее личностные опросники (Миннесотский многофазный личностный опросник (MMPI), Патохарактерологический диагностический опросник (ПДО), опросник Шмишека, тест Люшера, шкалы депрессии, самооценки, ценностных ориентаций), методику пиктограмм, классификацию, ассоциативный эксперимент [4]. Как видно, в приведенном перечне отсутствуют методики, разработанные специально для диагностики расстройств личности и учитывающие имеющуюся классификацию.

Пожалуй, единственным специфическим русскоязычным инструментом для диагностики расстройств личности является полуструктурированное интервью - Исследование расстройств личности по международной схеме (IPDE - International Personality Disorder Examination). Интервью имеет четкую структуру, единообразную процедуру проведения, содержит критерии для диагностической квалификации полученных данных и шкалы, позволяющие оценивать полученные данные с точки зрения выраженности оцениваемого свойства, способствует унификации результатов научных исследований в области расстройств личности [13]. Несмотря на перечисленные преимущества, исследователи отмечают ряд недостатков IPDE, а именно: необъективная оценка собственной личности респондентами, отсутствие шкал для оценки выраженности и характера тестовой установки, длительность диагностического процесса (в среднем - 1,5 часа), от-

сутствие научных данных о конструктной валидности и внутренней согласованности шкал IPDE [8].

Наиболее часто применяемый в практике психотерапевта опросник MMPI позволяет судить об актуальном психологическом статусе исследуемого и отдельных его характерологических особенностях, но не дает возможности сделать заключение о наличии либо отсутствии расстройства личности [5]. Научно значимый потенциал MMPI состоит в том, что опросник служит базой для создания новых клинических шкал и психодиагностических методик. К плюсам MMPI относится то, что утверждения указанной методики имеют клиническую направленность и содержательно отражают различные аспекты психопатологии, что согласуется с определением расстройств личности как нарушений характерологической конституции. Кроме того, часть утверждений MMPI носит проективный характер, позволяющий уменьшить эффект необъективного самовосприятия испытуемых при заполнении бланка опросника. Преимущество опросников по сравнению с интервью состоит также и в экономии времени исследующего.

На основе MMPI за рубежом разработаны и широко используются специфические методики для диагностики расстройств личности. Так, Morey, Waugh, Blashfield разработали диагностические шалы для одиннадцати расстройств личности, входящих в DSM-III, на основе утверждений MMPI [15, 23]. Многоосевой клинический опросник Миллона (MCMI - Millon Clinical Multiaxial Inventory) также создан на основе MMPI. Опросник используется у пациентов с подозрением на наличие расстройства личности, содержит 24 клинических шкалы и 3 шкалы, оценивающие отношение испытуемого к исследованию [14]. К сожалению, данные методики не стандартизированы в Беларуси. Кроме того, они разработаны с учетом диагностических критериев DSM, а не МКБ, которая применяется у нас в стране.

Учитывая сказанное выше, актуальным представляется создание специфических психодиагностических методик для определения расстройств личности, отвечающих требованиям доказательной медицины и учитывающих диагностические критерии Международной классификации болезней.

Целью данного исследования была разработка шкал специфических расстройств личности на основании MMPI с помощью статистического аппарата модели Раша.

Журнал Гродненского государственного медицинского университета № 1, 2014 г. 77

Оригинальные исследования

Материалы и методы

Исследование проводилось на базе Гродненского областного клинического центра «Психиатрия-Наркология». Обследована группа пациентов, страдающих депрессивными расстройствами умеренной степени тяжести (рекуррентное депрессивное расстройство и депрессивный эпизод), невротическими, соматоформными и связанными со стрессом расстройствами (n=272).

Для обследования испытуемых была определена стратегия исследования, которая заключалась в следующем: в течение первых трех дней госпитализации пациентам предоставлялся MMPI, затем проводилась консультация доцентом кафедры медицинской психологии и психотерапии. Исследование с помощью IPDE, согласно руководству к методике, имело место после редукции выраженности депрессивной и тревожной симптоматики (редукция симптоматики оценивалась на основе шкалы оценки депрессии Гамильтона и шкалы оценки тревоги Гамильтона).

Испытуемые были разделены на две группы в зависимости от наличия либо отсутствия расстройств личности. Основную группу составили пациенты с расстройствами личности и коморбидными психическими и поведенческими расстройствами (n=120). Контрольную группу составили пациенты с депрессивными, тревожными и другими невротическими расстройствами без сопутствующей личностной патологии (n=152). Состав основной группы, исходя из диагнозов специфических расстройств личности и коморбидных психических расстройств, представлен на рисунке 1. Состав групп, исходя из диагноза психического и поведенческого расстройства, представлен в таблице 1.

Рисунок 1 - Структура основной группы по диагнозу расстройство личности

Таблица 1 - Состав сравниваемых групп по основному диагнозу

Опытная группа

депрессивный эпизод 27,2 22

рекуррентное депрессивное расстройство 8,2 5,8

тревожно-фобические расстройства 0,83 1,3

другие тревожные расстройства 18,1 13,1

обсессивно-компульсивное расстройство 2,5 0,66

реакция на тяжелый стресс и расстройства адаптации 14,9 17,9

диссоциативные расстройства 2,5 5,9

соматоформные расстройства 19,9 32,5

расстройства из других рубрик МКБ-10 3,4 0,66

Основным статистическим методом работы явилась модель Раша. Модель Раша представляет собой разновидность теории ответов на пункты (IRT - item-response theory). Основным постулатом данной модели является то, что ответ испытуемого на задание теста определяется выраженностью исследуемого свойства у испытуемого и трудностью задания. В отличие от классической теории тестов определение сложности задания является независимым от выборки, на которой производится. Кроме того, модель Раша позволяет связать выраженность свойства и трудность заданий посредством общей шкалы - шкалы логитов. Данная шкала является равноинтервальной, то есть пространства между её делениями эквивалентны -характеристика, которая особенно значима для интерпретации клинически значимых различий [10].

Модель Раша позволяет конструировать новые шкалы либо оценивать уже имеющиеся на выборках относительно небольшого размера. Так, чтобы выраженность исследуемого свойства с 95% вероятности находилась в диапазоне + 1 логит от полученного результата по шкале, необходимый размер выборки составляет 16 - 36 (оптимально 30) человек с различной степенью выраженности исследуемого свойства [12].

Результаты и обсуждение Для формирования шкал специфических расстройств личности были отобраны утверждения MMPI, имеющие статистически значимые корреляции с суммой дименсиональных баллов IPDE по специфическим личностным расстройствам. При этом использовался точечный бисериальный коэффициент корреляции.

В дальнейшем исходный набор отобранных по каждому расстройству личности утверждений MMPI анализировался посредством статистики соответствия (fit-statistics) - математического аппарата модели Раша. В рамках fit-статистики для каждого задания методики определялись индексы соответствия: невзвешенное среднее квадратичное - UMS (unweightet mean squared), взвешенное среднее квадратичное - WMS (weightet mean squared). Для клинических опросников указанные индексы должны находиться в диапазоне 0,8-1,2. Значения, меньшие нижней границы нормативного диапазона, характеризуют задания, к которым относятся как гиперпредсказуемые, создающие избыточность диагностической модели. Угрозу валидности создают также индексы соответствия, значение которых превышают верхнюю границу нормативного диапазона, свидетельствующие об излишней «трудности» заданий и возможной их принадлежности другому конструкту [10, 21]. Утверждения, индексы соответствия которых выходили за пределы нормативного интервала, подлежали удалению в несколько этапов: сначала элиминировались утверждения с наиболее отклоняющимися от нормы индексами, после этого статистическая программа для модели Раша вновь производила расчет индексов соответствия для оставшихся утверждений, последние снова оценивались с точки зрения нормативного диапазона и т.д. Для каждой личностной шкалы требовалось несколько описанных выше статистических ротационных циклов. Результат считался достигнутым, когда индексы соответствия всех оставшихся утверждений находились в диапазоне 0,8-1,2.

Отобранные утверждения оценивались и по такому показателю, как трудность. Для личностных опросников рекомендуемый диапазон трудности вопросов составляет от -2 до +2 логитов [10]. Зада-

78 Журнал Гродненского государственного медицинского университета № 1, 2014 г.

Оригинальные исследования

ния с трудностью менее -2 логитов оцениваются как чрезмерно лёгкие, задания с трудностью более +2 логитов - как чрезмерно сложные, в обоих случаях задания представляют угрозу конструктной валидности методики и должны быть элиминированы.

Согласно рекомендациям по разработке диагностических методик в рамках модели Раша удалению подлежали также утверждения с удовлетворительными статистическими показателями, но, очевидно, не соответствующие по содержанию исследуемому конструкту [7]. Например, утверждение «Мышечные судороги или подергивания у меня бывают крайне редко (или никогда не бывают)» для эмоционально неустойчивого расстройства личности, или «Мое темя бывает очень чувствительным к прикосновениям» для ананкастного типа личности.

Завершающим этапом конструкции шкал специфических расстройств личности явилась проверка основных допущений модели Раша, а именно униразмерности и локальной независимости.

Униразмерность предполагает, что задания, формирующие тест, должны измерять одно общее свойство. Строгое соблюдение данного допущения в большинстве случаев недостижимо, т.к. ответы респондентов на задания теста определяются не только исследуемым свойством, но и рядом когнитивных, эмоциональных, личностных факторов. Для адекватного соблюдения допущения об униразмерности достаточным является наличие ведущего фактора, обуславливающего ответы респондентов на задания теста [10]. В данном исследовании для проверки допущения об униразмерности использовался конфир-маторный факторный анализ. В результате для шкалы каждого специфического расстройства личности подтверждено наличие одного ведущего фактора.

Допущение о локальной независимости предполагает, что ответы испытуемых на задания методики связаны друг с другом только посредством лежащей в их основе общей латентной черты (исследуемого свойства). Если указанную черту исключить из статистического анализа, утверждения не будут обнаруживать взаимных корреляций [10]. Указанное допущение математически проверяется с помощью критерия хи-квадрат. Пары утверждений, обнаруживающих локальную зависимость, анализировались с последующим удалением одного из утверждений. В таблице отображён поэтапный процесс элиминации утверждений из исходных вариантов шкал.

Таблица 2 - Этапы разработки шкал специфических расстройств личности.

i 1 1 и if ll истерич. ананкастн. тревожн. зависм

количество утверждений отобранных на основе корреляции с баллами IPDE 45 50 38 88 87 56 33 78 36

исключённых на основании индексов соответствия UMS, WMS 18 10 3 44 36 6 8 27 9

исключенных на основании анализа трудности 0 0 0 3 3 2 2 0 0

исключённых на основании контента 0 4 4 3 5 2 3 4 0

исключённых при проверке локальной независимости 1 0 0 3 2 1 0 1 0

количество статистических ротационных циклов 15 11 7 24 17 8 8 7 9

кол-во утверждений, вошедших в шкалу 26 36 31 35 41 46 20 46 27

Проиллюстрируем процедуру разработки шкал на примере шкалы шизоидного расстройства личности. На основе корреляции с баллами по шкале шизоидного расстройства IPDE было отобрано 50 утверждений MMPI. На основании индексов соответствия (UMS, WMS), значения которых выходили за рамки нормативного диапазона, последовательно удалено 9 утверждений, среди них «Иногда я говорю неправду», «Я безбоязненно берусь за дела, связанные с деньгами», «Я верю в торжество справедливости». Трудность оставшихся утверждений находилась в диапазоне от -2 до +2 логитов, то есть утверждения не подлежали удалению по этому критерию. Четыре утверждения удалены как несоответствующие исследуемому конструкту по содержанию: «Мне часто кажется, что у меня комок в горле», «Боли в сердце или в груди у меня бывают очень редко (или не бывают совсем)», «Я могу долго читать, и глаза мои не устают», «Верно, что у меня на коже никогда не было каких-либо высыпаний, которые бы меня тревожили». При проверке допущения о локальной независимости утверждений установлена связь между утверждениями «Я человек общительный» и «Я охотно знакомлюсь с новыми людьми» (хи-квадрат 25,8, количество степеней свободы - 1), последнее утверждение было удалено из шкалы, т.к. обнаруживало локальную зависимость с рядом других утверждений.

Полученные шкалы специфических расстройств личности были оценены с точки зрения их внутренней согласованности (надёжности). Для оценки надёжности модель Раша предлагает «количество слоёв» и показатель надёжности, концептуально близкий коэффициенту альфа-Кронбаха, имеющий такие же нормативные диапазоны, однако независимый от выборки [20, 22]. Показатель «количество слоёв» для респондентов представляет собой количество уровней выраженности свойства (статистически значимо отличных друг от друга), которое способен выявить диагностический инструмент в исследуемой выборке, что имеет непосредственное отношение к дифференциально-диагностическим свойствам методики. Приемлемым считается количество слоёв, превышающие 1, при этом большие значения характеризуют большую надёжность.

Таблица 3 - Характеристики надёжности шкал специфических расстройств личности

параноидн. шизоид. я Я § Я яг о о о я ЕТ эмоц. неуст. импульс. тип эмоц. неуст. погран. тип истерич. ананкастн. я * о м ал Он н зависм.

количество слоёв 2,9 2,6 2,3 3,2 3,8 2,9 2,1 3,0 2,2

надёжность 0,79 0,74 0,69 0,82 0,87 0,79 0,63 0,80 0,66

В таблице 3 представлены характеристики надёжности полученных шкал. Шкалы для ананкастного, зависимого и диссоциального расстройств личности обладают приемлемыми уровнями надёжности, шкалы остальных личностных расстройств - хорошими. При этом все полученные шкалы способны выделить два и более уровней исследуемого свойства.

Журнал Гродненского государственного медицинского университета № 1, 2014 г.

79

Оригинальные исследования

Выводы

Таким образом, на основе утверждений MMPI, коррелирующих с сырыми баллами IPDE, с помощью модели Раша разработаны шкалы специфических расстройств личности. Шкалы обладают

Литература

1. Джироламо, Д. Расстройства личности / Д. Джироламо, Д.Х. Рейх. - Москва: Медицина, 1995. - 86 с.

2. Касимова, Л.Н. Специфические расстройства личности (эпидемиология, критерии диагностики): учебно-методическое пособие / Л.Н. Касимова. - Нижний Новгород: издательство НГМА, 2002. - 51 с.

3. Короленко, Ц.П. Личностные расстройства / Ц.П. Короленко, Н.В. Дмитриева. - Санкт-Петербург: Питер, 2010.

- 400 с.

4. Протоколы (стандарты) диагностики и лечения психических и поведенческих расстройств в амбулаторно-поликлинических и стационарных условиях / Белорусский центр медицинских технологий, информатики, управления и экономики здравоохранения Минздрава Республики Беларусь; редкол.: Р.А.Евсегнеев [и др.]. - Минск, 2005. - 213 с.

5. Собчик, Л. Н. Стандартизированный многофакторный метод исследования личности СМИЛ / Л.Н.Собчик.

- Санкт-Петербург: Речь, 2000. - 219 с.

6. Хвостова И.И. Диагностика расстройств личности на современном этапе // Вестник белорусской психиатрической ассоциации. - 2007. - №13. - С.105-112.

7. Baghaei, P. The Rasch Model as a Construct Validation Tool. / P.Baghaei // Rasch Measurement Transactions. - 2008.

- Vol. 22. - P.1145-1146

8. Boyle, G.J. Review of the International Personality Disorder Examination / G.J. Boyle [et al.] // The Fifteenth Mental Measurements Yearbook, University of Nebraska-Lincoln, Lincoln, Nebraska. - 2003. - P. 476-478.

9. Dowson, J.H. Personality disorders: recognition and clinical management/ J.H. Dowson, A Grounds. - Cambridge University Press, 1995. - 400 p.

10. Hanlbleton, R.K. Fundamentals of item response theory / R.K. Hambleton, H.Swaminnthan, H.J. Rogers. - SAGE Publications, Inc., 1991. - 175 p.

11. Lenzenweger M.F., Lane M.C., Loranger A.W., Kessler R.C. Personality disorders in the National Comorbidity Survey Replication // Biological Psychiatry. - 2007. - Vol.62(6). -P.217-238.

12. Linacre, J.M. Sample Size and Item Calibration Stability. / J.M.Linacre // Rasch Measurement Transactions. -1994. - Vol. 7 (2). - P.328

13. Loranger, A.W. Assessment and diagnosis of personality disorders. The ICD-10 internationak personality disorders examination (IPDE) / A.W. Loranger, A.Janka, N.Sartorius. -New York: Cambridge University Press, 2007. - 225 p.

14. Millon, T. Personality Disorders in Modern Life / T. Millon, C.M. Millon, S.Meagher. - London: John Wiley & Sons, 1999. - 594p/

15. Morey L.C., Blashfield R.K., Webb W.W., Jewell

J.MMPI scales for DSM-III personality disorders: A preliminary validation study// Journal of Clinical Psychology. - 2006 - Vol. 44. - P.47 - 50.

16. Morse J.Q., Pilkonis P.A. Screening for personality disorders //Journal of Personality Disorders. - 2007 - Vol. 21(2). - P.179-198.

17. Skodol A.E., Grilo C.M., Pagano M.E., Bender D.S. Effects of Personality Disorders on Functioning and WellBeing in Major Depressive Disorder // Journal of Psychiatric

удовлетворительной конструктной валидностью и хорошими показателями надёжности. Использование шкал специфических расстройств личности в практике психотерапевта позволит повысить качество диагностики личностной патологии и сократить временные затраты на неё.

Literature

1. Dzhirolamo, D. Rasstrojstva lichnosti / D. Dzhirolamo, D.H. Rejh. - Moskva: Medicina, 1995. - 86 s.

2. Kasimova, L.N. Specificheskie rasstrojstva lichnosti (jepidemiologija, kriterii diagnostiki): uchebno-metodicheskoe posobie / L.N. Kasimova. - Nizhnij Novgorod: izdatel’stvo NGMA, 2002. - 51 s.

3. Korolenko, C.P. Lichnostnye rasstrojstva / C.P. Korolenko, N.V. Dmitrieva. - Sankt-Peterburg: Piter, 2010. -400 s.

4. Protokoly (standarty) diagnostiki i lechenija psihicheskih i povedencheskih rasstrojstv v ambulatorno-poliklinicheskih i stacionarnyh uslovijah / Belorusskij centr medicinskih tehnologij, informatiki, upravlenija i jekonomiki zdravoohranenija Minzdrava Respubliki Belarus’; redkol.: R.A.Evsegneev [i dr.]. - Minsk, 2005. - 213 s.

5. Sobchik, L.N. Standartizirovannyj mnogofaktornyj metod issledovanija lichnosti SMIL / L.N.Sobchik. - Sankt-Peterburg: Rech’, 2000. - 219 s.

6. Hvostova I.I. Diagnostika rasstrojstv lichnosti na sovremennom jetape // Vestnik belorusskoj psihiatricheskoj associacii. - 2007. - #13. - S.105-112.

7. Baghaei, P. The Rasch Model as a Construct Validation Tool. / P.Baghaei // Rasch Measurement Transactions. - 2008.

- Vol. 22. - P.1145-1146

8. Boyle, G.J. Review of the International Personality Disorder Examination / G.J. Boyle [et al.] // The Fifteenth Mental Measurements Yearbook, University of Nebraska-Lincoln, Lincoln, Nebraska. - 2003. - P. 476-478.

9. Dowson, J.H. Personality disorders: recognition and clinical management/ J.H. Dowson, A Grounds. - Cambridge University Press, 1995. - 400 p.

10. Hanlbleton, R.K. Fundamentals of item response theory / R.K. Hambleton, H.Swaminnthan, H.J. Rogers. - SAGE Publications, Inc., 1991. - 175 p.

11. Lenzenweger M.F., Lane M.C., Loranger A.W., Kessler R.C. Personality disorders in the National Comorbidity Survey Replication // Biological Psychiatry. - 2007. - Vol.62(6). -P.217-238.

12. Linacre, J.M. Sample Size and Item Calibration Stability. / J.M.Linacre // Rasch Measurement Transactions. -1994. - Vol. 7 (2). - P.328

13. Loranger, A.W. Assessment and diagnosis of personality disorders. The ICD-10 internationak personality disorders examination (IPDE) / A.W. Loranger, A.Janka, N.Sartorius. - New York: Cambridge University Press, 2007.

- 225 p.

14. Millon, T. Personality Disorders in Modern Life / T. Millon, C.M. Millon, S.Meagher. - London: John Wiley & Sons, 1999. - 594p/

15. Morey L.C., Blashfield R.K., Webb W.W., Jewell J.MMPI scales for DSM-III personality disorders: A preliminary validation study// Journal of Clinical Psychology. - 2006 - Vol. 44. - P.47 - 50.

16. Morse J.Q., Pilkonis P.A. Screening for personality disorders //Journal of Personality Disorders. - 2007 - Vol. 21(2). - P.179-198.

17. Skodol A.E., Grilo C.M., Pagano M.E., Bender D.S. Effects of Personality Disorders on Functioning and WellBeing in Major Depressive Disorder // Journal of Psychiatric

80 Журнал Гродненского государственного медицинского университета № 1, 2014 г.

Оригинальные исследования

Practics. - 2005 - Vol. 11(6). - P.363-368.

18. Skodol A.E., Stout R.L., McGlashan T.H. Co-occurrence ofmood and personality disorders: a report from the Collaborative Longitudinal Personality Disorders Study (CLPS) // Journal of Personality Disorders. - 2004 - Vol. 17(3). - P.137-152.

19. Widiger T.A. Personality disorder diagnosis // World Psychiatry. - 2003 - Vol. 2(3). - P.131-135.

20. Wright, B.D. Number of Person or Item Strata

/ B.D.Wright, G.N.Masters // Rasch Measurement Transactions. - 2002. - Vol. 16 (3). - P.888

21. Wright, B.D. Reasonable mean-square fit values / B.D.Wright, J.M.Linacre // Rasch Measurement Transactions. - 1994. - Vol. 8 (3). - P.370

22. Wright, B.D. Reliability and separation/ B.D.Wright // Rasch Measurement Transactions. - 1996. - Vol. 9 (4). - P.472

23. Zarella K.L., Schuerger J.M., Ritz G.H. Estimation of MCMI DSM-III Axis II Constructs From MMPI Scales and Subscales // Journal of Personality Assessment. - 1990 - Vol. 55. - P.195 - 201.

Practics. - 2005 - Vol. 11(6). - P.363-368.

18. Skodol A.E., Stout R.L., McGlashan T.H. Cooccurrence of mood and personality disorders: a report from the Collaborative Longitudinal Personality Disorders Study (CLPS) // Journal of Personality Disorders. - 2004 - Vol. 17(3).

- P.137-152.

19. Widiger T.A. Personality disorder diagnosis // World Psychiatry. - 2003 - Vol. 2(3). - P.131-135.

20. Wright, B.D. Number of Person or Item Strata / B.D.Wright, G.N.Masters // Rasch Measurement Transactions.

- 2002. - Vol. 16 (3). - P.888.

21. Wright, B.D. Reasonable mean-square fit values / B.D.Wright, J.M.Linacre // Rasch Measurement Transactions.

- 1994. - Vol. 8 (3). - P.370.

22. Wright, B.D. Reliability and separation/ B.D.Wright // Rasch Measurement Transactions. - 1996. - Vol. 9 (4). -P.472.

23. Zarella K.L., Schuerger J.M., Ritz G.H. Estimation of MCMI DSM-III Axis II Constructs From MMPI Scales and Subscales // Journal of Personality Assessment. - 1990 - Vol. 55. - P.195 - 201.

PERSONALITY DISORDERS SCALES CONSTRUCTION ON THE BASIS OF MMPI

Assanovich M.A., Derman Ye. V.

Educational Establishment "Grodno State Medical University", Grodno, Belarus

The article contains description of personality disorders scales construction on the basis of MMPI. The work involved several stages: with the help of point-biserial correlation coefficient MMPI items that had statistically significant relation with IPDE raw scores for personality disorders were selected; the selected items were analysed by the Rasch model with assessment of fit indexes (UMS, WMS), items difficulty and content; then the obtained scales were checked for Rasch-model major assumptions - unidimesionality and local independence. Reliability of the constructed scales was analysed.

Key wards: personality disorders, psychodiagnostics, International Personality Disorders Examination (IPDE), Rasch model, MinnesotaMultiphasic Personality Inventory (MMPI).

Адрес для корреспонденции: е-mail: marat.as@tut.by

Поступила 04.02.2014

Журнал Гродненского государственного медицинского университета № 1, 2014 г. 81