Опросник отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья (iasmhs): результаты психометрического анализа русскоязычной версии

ВЕСТНИК ПЕРМСКОГО УНИВЕРСИТЕТА

2015 Философия. Психология. Социология Выпуск 3

УДК 159.913

ОПРОСНИК ОТНОШЕНИЯ К ОБРАЩЕНИЮ ЗА УСЛУГАМИ В СФЕРЕ ПСИХИЧЕСКОГО ЗДОРОВЬЯ (IASMHS): РЕЗУЛЬТАТЫ ПСИХОМЕТРИЧЕСКОГО АНАЛИЗА РУССКОЯЗЫЧНОЙ ВЕРСИИ

Вайнштейн Сергей Викторович, Бурдин Михаил Валерьевич, Шабалин Евгений Юрьевич

Пермский государственный национальный исследовательский университет

Рассматривается история и технология создания методики изучения психологических факторов, способствующих и препятствующих обращению за профессиональной психологической помощью. Переведена методика «Inventory of Attitudes Toward Seeking Mental Health Services». Рассчитаны основные показатели надежности и валидности русскоязычной версии на выборочной совокупности (n = 153) респондентов в возрасте от 18 до 62 лет. Шкалы методики Безразличие к стигме и Склонность к поиску помощи показали хорошую внутреннюю согласованность как по критерию альфа, так и по результатам факторного анализа. Шкала Психологическая открытость показала приемлемую надежность, но в результате факторизации распалась на две латентных переменных, которые интерпретированы как «признание психологической нуждаемости» и «готовность обсуждать проблемы со специалистом». Представлены статистические нормы, рассчитанные на пилотажной выборке. Они сопоставлены с данными, рассчитанными на канадской выборке для стандартизации оригинальной методики. Обсуждаются перспективы улучшения психометрических свойств методики.

Ключевые слова: отношение к психологической помощи; измерение отношения; склонность к поиску помощи; психологическая открытость; безразличие к стигме; психометрика.

INVENTORY OF ATTITUDES TOWARD SEEKING MENTAL HEALTH SERVICES (RUSSIAN VERSION): A PILOT STUDY OF PSYCHOMETRIC PROPERTIES

Sergey V. Weinstein, Mikhail V. Burdin, Evgeniy Yu. Shabalin

Perm State Universiry

Russian version of Mackenzie's et. al. (2004) Inventory of Attitudes Toward Seeking Mental Health Services was tested on the community sample (n = 153, age: 18 to 62). Scales Indifference to Stigma and Help-seeking Propensity had good internal consistency (a = .84 and a = .79). Scale Psychological openness had a=.60. Exploratory factor analysis divided items of Psychological Openness into two factors, while two other factors had been replicated. New extracted factors were semantic similar to «Recognition of need for psychological help» (a= .63) and «Confidence in mental health professionals» (a = .65) in Fisher and Turner's (1970) model of attitudes toward seeking professional psychological help. Four-factor solution had the best model fit indices (X2 = 339.1, p < .001; CFI = .89; RMSEA = .050, CI 90 % = .036 to .062; ECVI = 3.26, CI 90 % = 2.97 to 3.60) compare to one-, two- and three-factor models. Data obtained on pilot study sample intend more negative attitudes toward seeking professional psychological help among Russians, comparing to Canadian standardization sample. Perspectives for an improving of psychometric properties of the inventory are discussed. Key words: attitude toward psychological help; scaling of attitudes; help-seeking propensity; psychological openness; indifference to stigma; psychometrics.

Отношение к обращению за профессиональной психологической помощью (attitude toward seeking professional psychological help) как эмпирическое психологическое понятие было предложено около

полувека назад Э. Фишером и Дж. Тёрнером [18]. Авторы предприняли попытку выяснить склонность людей, переживающих личностный кризис или длительное психологическое неблагополучие,

© Вайнштейн С.В., Бурдин М.В., Шабалин Е.Ю., 2015

обращаться за психологической помощью или сопротивляться возможностям ее получения. Предложенная стандартизированная методика измерения отношения к профессиональной помощи (психологов, психотерапевтов, психиатров и т.п.) широко использовалась в эмпирических исследованиях в последующие годы. В ходе недавнего мета-аналитического исследования изменения отношения к психологической помощи за последние 40 лет было выявлено 467 публикаций, использующих данную методику (базы данных PsychINFO, PubMed, Web of Science, Google Scholar, EBSCO) [25]. Проблема отношения к получению психологической помощи сегодня разрабатывается в связи с различными вопросами. Например, исследуются ее взаимосвязи с суицидальной готовностью [26], тендерными [22, 28], культурными различиями [12, 30], религиозностью [13, 23], установлением психотерапевтического альянса [15, 20] и т.д. Многообразие рассматриваемых тем и накопленный богатый эмпирический материал обуславливают актуальность разработки аналогичных диагностических инструментов для носителей русского языка.

Нам не удалось обнаружить русскоязычные эмпирические исследования, посвященные отношениям (установкам, аттитюдам) к психологическим услугам в целом (базы данных: eLibrary, Google Scholar). Тем не менее данная проблема частично и косвенно разрабатывается в исследованиях социальных представлений о психиатрии [5], социальных образов психиатрии в средствах массовой информации [10], априорных представлений студентов-медиков о психиатрии [1], в рамках изучения мнения жителей отдельных регионов о психиатрии [2] и психотерапии [3], а также представлений россиян о психоанализе [7, 8]. Экстраполяция этих результатов на отношение к психологической помощи в целом затруднена не только в связи с границами предмета цитированных работ, но и в связи с отличием теоретических рамок исследования рассматриваемого отношения. Как мы видим, отечественные авторы склонны к тематизации проблемы в контексте социальных представлений, в то время как зарубежные ученые чаще опираются на понятие социальной установки (аттитюда). Следует отметить, что последнее понятие встречается и в русскоязычных исследованиях смежных с отношением к психологической помощи проблем. При этом, с одной стороны, зачастую констатируется недостаточная четкость определения границ между аттитюдом и предубеждением, социальным стереотипом, суеверием и др. [напр., 6]. С другой сто-

роны, исследователи ограничивают аттитюд рамками теории социальных представлений, где он трактуется как «эмоциональное отношение к объекту представления» [7, с. 149]. Не останавливаясь на многочисленных теоретических дискуссиях, соотносящих категории «аттитюд» и «социальное представление» [см. напр.: 16, 19, 27], рассмотрим историю и технологию создания инструмента измерения отношения к обращению за профессиональной психологической помощью.

История создания методики

Создание шкалы, позволяющей оценить отношение к психологической помощи (Attitudes Toward Seeking Professional Psychological Help Scale — ATSPPHS), было начато сотрудниками отделения психологии госпиталя Коннектикут Вэлли на средства гранта Национального института психического здоровья (США). Э. Фишер и Дж. Тёрнер совместно с несколькими клиническими психологами, работающими в различных сферах психологической помощи (государственные стационары и диспансеры, частная практика, школы), составили 47 утверждений, касающихся различных аспектов ориентации относительно поиска профессиональной помощи при психологических проблемах. Этот список был предложен 14 экспертам (клиническим психологам, психологам-консультантам и психиатрам) для оценки релевантности каждого утверждения изучаемой сфере. В результате было отобрано 31 утверждение, выражающее либо негативное, либо позитивное отношение к обращению за психологической помощью. Список из 31 утверждения был предъявлен студентам. Респондентам предлагалось оценить степень своего согласия с каждым суждением по 4-балльной шкале. На этом этапе было исключено 2 утверждения, показавшие низкие корреляции с суммарным баллом по списку суждений в целом. Оставшиеся 29 утверждений (18 негативных и 11 позитивных) вошли в итоговую версию шкалы, которая была предложена более обширной студенческой выборке для дальнейшей стандартизации. Шкала показала хорошую внутреннюю согласованность (.83), дивергентную и конвергентную валидность относительно некоторых личностных особенностей, валидность по критерию наличия опыта обращения за психологической помощью. Также было выделено 4 фактора отношения к психологической помощи: распознание собственной потребности в профессиональной психологической помощи (8 пунктов; внутренняя согласованность .67), толе-

рантность к стигме, связанной с психиатрической помощью (5 п., .70), межличностная открытость относительно собственных проблем (7 п.; .62) и доверие специалисту по психическому здоровью (9 п.; .74) [18].

К началу XXI в. для исследователей аттитюдов к получению профессиональной психологической помощи стали очевидны некоторые концептуальные и методологические ограничения данной шкалы. Формулировки пунктов требовали пересмотра в силу устаревшего языка и ограниченности только оценкой отношения к психиатрам и психологам, исключая других профессионалов, занимающихся вопросами психологического благополучия. Также для создания новых теоретических моделей, способных предсказывать обращение за профессиональной психологической помощью, был необходим пересмотр возможностей опросника с позиции соответствия измерений новым теоретическим конструктам. С методологической точки зрения методика ATSPPHS была ограничена выборкой (только студенты) и за счет использования 4-балльной шкалы ответов, вместо более надежных 5- или 7-балльных шкал; также несовершенство данной модели выявилось благодаря развитию факторно-аналитических методов (появились техники расчета пригодности модели). Указанные ограничения стали поводом для пересмотра и модификации ATSPPHS, в результате чего был разработан новый опросник отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья (Inventory of Attitudes Toward Seeking Mental Health Services — IASMSH) [24].

Коллектив авторов под руководством К. Маккинзи из Королевского университета Кингстона (Канада) рассмотрел проблему обращения за психологической помощью в контексте теории запланированного поведения И. Айзена [11]. Теоретическая модель предполагает, что отношение (ат-титюд) к поведению, субъективные нормы и воспринимаемый поведенческий контроль взаимосвязанно определяют поведенческие намерения и само поведение индивида. Отношение (аттитюд) здесь понимается как «выученная предрасположенность согласованно реагировать благожелательным или неодобрительным поведением относительно данного объекта» [17, p. 6]. Стремясь увеличить предсказательную валидность методики, авторы добавили по 6 утверждений для измерения конструктов Субъективные нормы и Воспринимаемый поведенческий контроль. Субъективные нормы отсылают к индивидуальному и

групповому восприятию определенного поведения, приемлемости или неприемлемости данного поведения для индивида под влиянием его отношений со значимыми другими. Для измерения этого конструкта были добавлены утверждения, отражающие отношения членов семьи, коллег, соседей и т.д. Воспринимаемый поведенческий контроль означает уверенность в способности справиться с обстоятельствами, сопутствующими достижению цели. Для оценки этого конструкта были добавлены утверждения, отражающие знание респондента о том, куда и к кому обращаться, готовность выделить на это время и деньги, возможность обратиться при желании и т.п. [24].

Таким образом, к 29 утверждениям ATSPPHS (16 из которых были скорректированы) было добавлено 12 пунктов. Шкала ответов была заменена на 5-балльную. Получившийся опросник из 41 пункта был предложен респондентам в возрасте от 15 до 89 лет (M = 45.6, SD = 17.8). Далее были проведены расчеты внутренней согласованности, факторной структуры и индексов пригодности одно-, двух-, трех- и четырехфакторной моделей. В результате из опросника было исключено 17 пунктов, не соответствующих критериям внутренней согласованности и интерпретируемости факторной структуры. Итоговая версия IASMSH состоит из 24 пунктов, объединенных в 3 шкалы, каждая из которых содержит по 8 пунктов. 1. Психологическая открытость (Psychological Openness — PO; альфа Кронбаха — .82) — фактор, отражающий склонность признавать существование психологических проблем и возможностей их профессионального решения (объясненная дисперсия 25 %). 2. Склонность к поиску помощи (Help-seeking Propensity — HSP; .76) — фактор, отражающий желание и возможность обратиться за профессиональной психологической помощью (9 %). 3. Безразличие к стигме (Indifference to Stigma — IS; .79) — фактор, отражающий обеспокоенность мнением окружающих о человеке, обратившемся за психологической помощью (8 %). Внутренняя согласованность для суммарного показателя отношения к получению профессиональной психологической помощи составила .87. Внутриметодные корреляции шкал были низкими при высоких корреляциях шкал с суммарным баллом по методике, что говорит о приемлемой дискриминативной валидности. Критериальная валиднось была установлена относительно наличия опыта обращения за психологической помощью. Конвергентная и дивергентная

валидность установлены относительно намерений в случае необходимости обратиться за профессиональной психологической помощью, поговорить с родными и близкими, справиться со своими психологическими проблемами самостоятельно, оцененных по 7-балльной шкале [24].

Процедура и результаты адаптации данной методики для русскоязычных респондентов представлены ниже.

Задачи адаптации методики

Для достижения адекватности переведенной методики необходимо следовать ряду научных требований. Так, согласно Курту Гайзингеру, адаптация стандартизированного опросника предполагает пять последовательных шагов: 1) перевод или адаптация измерений несколькими экспертами;

2) пересмотр переведенной или адаптированной версии инструмента группой экспертов;

3) корректировка инструмента на основе комментариев экспертов на втором шаге; 4) пилотажное тестирование инструмента; 5) полевое тестирование инструмента [21]. Также общепризнанным приемом является обратный перевод (с целевого языка на оригинальный язык разработки методики) вербального стимульного материала с последующим обсуждением смыслового несоответствия [14]. В данной статье обобщаются результаты первых четырех шагов, позволяющие перейти к завершающему этапу стандартизации методики.

Основными задачами данного исследования являются 1) установление внутренней согласованности русскоязычной версии ¡АБМБН; 2) проверка соответствия факторной структуры русскоязычной версии ¡АБМБН предлагаемому ключу; 3) оценка дискриминативной и критериальной валидности русскоязычной версии ¡АБМБН.

Метод

Перевод. Оригинальные пункты ¡АБМБН были независимо переведены с английского языка на русский двумя специалистами в области психологической помощи. Полученные варианты предъявлялись студентам, изучающим клиническую психологию (п = 30) для оценки адекватности (понятности, лаконичности, соответствия суждения смыслу шкалы) формулировки каждого пункта в разных переводах. Затем наиболее адекватные переводы пунктов предъявлялись двум другим квалифицированным переводчикам для обратного перевода — с русского языка на английский. Полученные данные легли в основу форму-

лировки пунктов итоговой версии перевода методики для психометрической проверки. Подробно процедура перевода описана ранее [9].

Следует отметить, что формулировки «обращение за профессиональной психологической помощью» и «обращение за услугами в сфере психического здоровья» используются здесь как синонимы, обозначающие одно и то же поведение.

В оригинальной версии методики используется 5-балльная шкала от 0 до 4. В русскоязычной версии используется 5-балльная шкала от 1 до 5. Это означает, что для сравнения результатов по шкалам с данными, полученными на англоязычных выборках необходимо из показателей шкал данной методики вычесть 8, из суммарного показателя вычесть 24.

Выборочная совокупность. Русскоязычную версию заполнили 153 респондента (117 женщин) в возрасте от 18 до 62 лет (среднее значение 31.2, стандартное отклонение 11, медиана 30, мода 19, частота моды 21 %). Были выделены следующие возрастные группы: 40 (26 %) респондентов младше 20 лет, 34 (22 %) от 20 до 29 лет, 39 (25.5 %) от 30 до 39 лет, 40 (26 %) старше 40 лет. Уровень образования респондентов: 52 респондента (34 %) со средним образованием, 23 (15 %) со средним специальным, 5 (3 %) с незаконченным высшим и 73 (48 %) с высшим образованием. Наличие опыта получения профессиональной психологической помощи отметили 52 респондента.

Результаты

Внутренняя согласованность 24 утверждений методики как пунктов одной шкалы составила .84 (коэффициент альфа Л. Кронбаха). Согласованность шкалы РО оказалась наиболее низкой и составила .60; наиболее высокую согласованность показала шкала .84; для шкалы НБР был получен коэффициент надежности .79. Исключение 4 пункта (корреляция с суммарным баллом шкалы — .12, методики — .095) увеличивало надежность шкалы РО до .63, суммарной шкалы ¡АБМБН до .85. Вклад каждого пункта в согласованность соответствующей шкалы приведен в табл. 1.

Значения пунктов были распределены с максимальной левой асимметрией -1.37 и максимальной правой асимметрией .45; с максимальным отрицательным эксцессом -1.41 и максимальным положительным эксцессом 1.51, при усредненном среднем и усредненном стандартном отклоне-

нии — 3.59 и соответственно 1.21. Многомерная нормальность данных предполагается при асимметрии менее 2 и эксцессе меньше 7 [29]. Как мы видим, параметры распределения соответствуют этим критериям, что позволяет использовать параметрические статистические методы.

Эксплораторный факторный анализ (метод максимального правдоподобия, вращение обли-мин) с заданным извлечением трех латентных переменных выявил, что максимальный процент объясненной дисперсии (19.85 %) приходится на фактор, объединяющий пункты шкалы 1Б в соответствии с ключом методики. Второй фактор, соответствующий шкале ИБР, объяснил 9.59 % дис-

персии. Третий фактор, соответствующий шкале PO, объяснил 3.78 % дисперсии. Только один пункт показал сильную нагрузку на третий фактор, в то время как три пункта шкалы PO имели большую нагрузку на другие факторы, а один пункт имел максимальную нагрузку .14. В практике факторного анализа факторные нагрузки ниже .30 принято считать слабыми, от .30 до .70 — умеренными, выше .70 — сильными (Everitt & Dunn, 2001) [цит. по: 4, с. 102]. Таким образом, в соответствии с ключом только 3 пункта имели сильные факторные нагрузки, 16 пунктов — умеренные, и 5 пунктов — слабые (табл. 1).

Таблица 1. Трехфакторная структура и внутренняя согласованность «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья»

№ пункта Формулировка пункта Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Альфа при удалении

Шкала Безразличие к стигме

16r Если люди из моего личного и профессионального окружения узнают о моем обращении за психологической помощью, мне будет неловко .75 - - .80

23r Получив лечение по поводу психологических проблем, я бы чувствовал(а), что это необходимо держать в тайне .74 - .29 .80

11r Важные люди в моей жизни думали бы хуже обо мне, если бы они узнали, что я испытываю психологические проблемы .69 - .29 .81

17r Диагноз психического расстройства — позорное пятно в личной жизни .66 - .26 .81

20r Если мне нужно будет обратиться к профессионалу, я буду беспокоиться о том, что подумают другие .64 .34 - .82

24r Если бы мне пришлось обратиться с психологической проблемой к профессионалу, я бы хотел(а), чтобы мои соседи не знали об этом .58 .23 .22 .82

6r Иметь психические расстройства стыдно .47 - .20 .83

3r Я бы не хотел(а), чтобы мои значимые другие (супруг, партнер и т.д.) знали, что я страдаю от психологических проблем .47 - .21 .83

Шкала Склонность к поиску помощи

15 Если я буду чувствовать беспокойство или огорчение длительное время, я обращусь за профессиональной помощью - .69 - .75

10 Я готов(а) обратиться за профессиональной помощью, если у меня возникнул психологические проблемы .26 .67 - .75

Окончание табл. 1

№ пункта Формулировка пункта Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Альфа при удалении

Шкала Склонность к поиску помощи

5 Если бы у моих друзей возникли психологические проблемы, я мог(ла) бы посоветовать им обратиться к профессионалу - .62 - .75

19 Если у меня случится нервный срыв, в первую очередь я обращусь за профессиональной психологической помощью - .62 .21 .75

2 Я знаю, что делать и к кому обратиться, если мне потребуется профессиональная помощь в решении психологических проблем - .58 - .76

22 Я охотно буду обсуждать интимные вещи с профессионалом, если это может помочь мне или моей семье .21 .52 - .77

8 Если у меня будут серьезные психологические проблемы, я не сомневаюсь, что психотерапия принесет мне облегчение .21 .49 - .77

13 Мне было бы относительно просто найти время для приема у профессионала в решении психологических проблем - .38 .22 .79

Шкала Психологическая открытость

18г Люди, стремящиеся сами совладать со своими конфликтами и страхами без обращения к профессиональной помощи, заслуживают восхищения .25 - .77 .53

21г Люди с сильным характером могут преодолеть психологические проблемы самостоятельно и не нуждаются в психологической помощи .34 - .50 .57

9г Люди должны сами решать свои проблемы, а обращаться за психологической помощью к профессионалу только в крайнем случае - .45 .50 .55

14г В моей жизни есть переживания, которые я не стал(а) бы обсуждать с кем-либо .42 .43 .27 .55

1г Существуют определенные психологические проблемы, которые не стоит выносить из семьи .20 .36 .27 .56

12г Психологические проблемы, как и многие другие, проходят сами собой .26 .31 .22 .58

7г Я считаю, что лучше не знать всего о себе .22 - .22 .59

4г Лучшее средство избежать переживания тревоги и беспокойства — сосредоточиться на работе .08 .03 .14 .63

Примечание: факторные нагрузки менее .20 опущены, за исключением пункта, не имеющего нагрузок более .20; г — реверсивный пункт.

При заданном извлечении четырех факторов структура становится более интерпретируемой. Первый фактор объяснил 22.58 % дисперсии, включив 8 пунктов шкалы 1Б в соответствии с ключом. Второй фактор (11.99 % объясненной дисперсии) включил 6 пунктов шкалы НБР и 1

пункт шкалы РО. Третий фактор (6.25 %) включил 3 пункта шкалы РО с умеренными и сильными нагрузками и 1 пункт со слабой нагрузкой. Четвертый фактор (5.71 %) объединил 3 пункта шкалы РО и 2 пункта шкалы НБР (табл. 2).

Таблица 2. Четырехфакторная структура отношения к обращению за профессиональной психологической помощью

Пункт Фактор 1 Фактор 2 Фактор 3 Фактор 4

16 1Б .76 - - -

23 1Б .75 - .31 -

11 1Б .69 - .26 .25

17 1Б .65 - .22 .24

20 1Б .64 .33 - -

24 1Б .57 - .20 .21

6 1Б .47 - - -

3 1Б .46 - .21 -

10 НБР .25 .72 .22 -

15 НБР - .67 - .34

5 НБР - .62 - .30

19 НБР - .60 - .31

2 НБР - .58 - .25

22 НБР .20 .52 - .21

12 РО .25 .30 .22 -

18 РО .24 - .71 .26

21 РО .35 - .59 -

9 РО - .44 .53 .23

4 РО .08 .02 .12 .08

14 РО .41 .32 - .73

1 РО - .28 .20 .55

13 НБР - .32 - .45

8 НБР - .44 - .45

7г РО .21 - .21 .23

Примечание: факторные нагрузки менее 0,20 опущены, за исключением пункта, не имеющего нагрузок более 0,20; жирным шрифтом выделены максимальные факторные нагрузки; г — реверсивный пункт; 1Б — пункт шкалы Безразличие к стигме, НБР — пункт шкалы Склонность к поиску помощи, РО — пункт шкалы Психологическая открытость.

Конфирматорный факторный анализ модели, заданной в соответствии с ключом методики, в целом доказал ее пригодность: %2 = 373.5 при р < .001, СИ = .86, ЯМБЕА = .057, БСУ1 = 3.44 (С1 = 3.14; 3.81). Анализ индексов модификации показал необходимость добавления четырех кова-риаций ошибок для достижения СИ1 конвенциаль-ного уровня. После этого индексы соответствия были: х2 = 320.4 при р = .001, СИ1 = .91, ЯМБЕА = .045, ЕСУ1 = 3.14 (С1 = 2.87; 3.48). Расчет индексов пригодности для одно-, двух-, трех- и четырехфакторной моделей отношения к обращению за профессиональной психологической помощью показал наибольшую пригодность четырех-факторного решения без учета ковариаций ошибок (табл. 3; рис.). При этом другие индексы пригодности четырехфакторной модели, за исключением

стандартизированного корня среднеквадратиче-ского остатка (БЯМЯ), оказались относительно слабыми для однозначного утверждения соответствия модели эмпирическим данным: БЯМЯ = .07, критерий согласия ОИ1 = .85, показатель Такера-Льюиса ТЫ = .89.

Все шкалы сильно коррелировали с суммарным показателем методики. Корреляция шкал НБР и 1Б оказалась слабой. Корреляции РО с двумя другими шкалами была умеренной (табл. 4). Таким образом, шкалы связана между собой почти в два раза слабее, чем с итоговым показателем методики, что говорит в пользу дискриминативной валидности. Иными словами, матрица корреляций показывает, что шкалы измеряют разные грани одного отношения.

Таблица 3. Индексы соответствия эмпирическим данным факторных решений с разным количеством заданных латентных переменных

Модель СП ШБЕЛ ЕСУ1

Однофакторная 619.9 = 252) .57 .098 [.088; .108] 5.03 [4.57; 5.53]

Двухфакторная 400.5 (! = 251) .83 .063 [.052; .074] 3.60 [3.26; 3.98]

Трехфакторная 373.5 (! = 249) .86 .057 [.045; .069] 3.44 [3.14; 3.81]

Четырехфакторная 339.1 (! = 246) .89 .050 [.036; .062] 3.26 [2.97; 3.60]

Примечание: для х2 все р < .001, — число степеней свободы; СИ — сравнительный индекс пригодности; ЯМБЕА — среднеквадратическая ошибка аппроксимации; БСУ1 — ожидаемый индекс перекрестной проверки; в квадратных скобках указаны нижний и верхний 90 % доверительные интервалы.

Структурная модель «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья»

Таблица 4. Внутриметодные корреляции шкал «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья»

Шкала 1 2 3 4

1 Психологическая открытость -

2 Склонность к поиску помощи 46** -

3 Безразличие к стигме .45** 0.22* -

4 Отношение к обращению за профессиональной психологической помощью .81** 72** .76** -

Примечание: * р = .006; ** р < .001

Средние значения для респондентов, обращавшихся за профессиональной психологической помощью (п = 52), достоверно выше (1 = -3.65, при р < .001), чем для не обращавшихся респондентов (п = 101). Максимальное различие установлено для шкалы ЫБР (1 = -6.06, при р < .001). Различия в показателях РО немного меньше (1 = -2.78 при р < .01). При этом в обеих группах одинаково выражена толерантность к стигме (1 = -.11 при р = .912). Как мы видим, обращавшиеся к специалисту респонденты более склонны искать

Применение критерия ранговой корреляции Ч. Спирмена показало, что как уровень образования, так и возраст положительно статистически значимо связаны только с показателем склонности к поиску помощи. Связь с уровнем образования (Я = .33 при р < .001) почти в два раза сильнее, чем с возрастом (Я = .18 при р < .05), но обе корреляции слабые, несмотря на низкую вероятность ошибки первого рода. Это говорит о том, что расчет возрастных норм для показателей методики нецелесообразен. Анализ возрастных различий теоретически интересен, но выходит за рамки исследования на данном этапе.

Обсуждение

Надежность шкал русскоязычной версии методики достигает уровня оригинальной версии, за исключением измерения склонности признавать существование психологических проблем и возможностей их профессионального решения. Коэффициент надежности шкалы психологической открытости опустился до нижней границы приемлемого уровня по сравнению с характеристиками шкалы в англоязычной версии. Анализ факторных структур показал, что пункты шкалы РО с большей вероятностью измеряют две латентных

помощь и больше психологически открыты, а также в целом лучше относятся к получению психологических услуг. Это свидетельствует в пользу критериальной валидности методики.

Различия между мужчинами (п = 36) и женщинами (п = 117) оказались незначимыми только в отношении склонности к поиску помощи (1 = 1.41, р = .161). Значения по остальным шкалам у женщин более высокие, чем у мужчин (все 1 > 2.37, все р < .05). Описательная статистика для шкал методики приведена в табл. 5.

переменных, объединяясь при этом с некоторыми пунктами шкалы HSP. Также два пункта (4 и 7) показали очень низкие нагрузки на все выделенные факторы.

Суждение 4 «Лучшее средство избежать переживания тревоги и беспокойства — сосредоточиться на работе (Keeping one's mind on a job is a good solution for avoiding personal worries and concerns)» для российских респондентов не является выражением психологической закрытости. Вероятно, уход в работу рассматривается как дополнительная, но не замещающая стратегия совладания с психологическими проблемами. Суждение 7 «Я считаю, что лучше не знать всего о себе (It is probably best not to know everything about oneself)» выражает отношение к самопознанию, которое также оказывается слабо связанным с получением профессиональной психологической помощи. Поскольку формулировки на русском и английском идентичны по смыслу, правомерно предположить, что низкие нагрузки — результат культурных различий. Похоже, что российским респондентам не свойственно рассматривать трудоголизм как деструктивный копинг, а самопознание как процесс, связанный с профессиональными психологическими услугами. Крайне низкая корреляция 4-го

Таблица 5. Описательная статистика «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья»

Шкала Общая выборка Мужчины

M SD M SD M SD

Психологическая открытость (а = .60) 19.07 5.25 17.28 5.60 19.62 5.04

Склонность к поиску помощи (а = .79) 22.24 5.90 21.03 6.23 22.61 5.78

Безразличие к стигме (а = .84) 20.78 6.48 17.81 6.79 21.70 6.12

Отношение к обращению за профессиональной психологической помощью (а = .84) 62.08 13.44 56.11 14.47 63.92 12.61

Примечание: М — среднее значение, ББ — стандартное отклонение; а — коэффициент Л. Кронбаха; значения приведены в шкале от 0 (совершенно не согласен) до 4 (совершенно согласен).

пункта с суммарным баллом методики доказывает возможность его исключения при расчете шкал. В силу слабых нагрузок 7-й пункт также лучше рассматривать как буферный.

Суждение 12 «Психологические проблемы, как и многое другое, проходят сами собой (Psychological problems, like many things, tend to work out by themselves)» с минимально приемлемой нагрузкой может быть отнесено к фактору, отражающему желание и возможность обратиться за профессиональной психологической помощью. С позиций здравого смысла очевидно, что если проблемы проходят сами, независимо от того, признается их наличие человеком или нет, обращаться к профессионалу нет необходимости. Примерно равные нагрузки на два других фактора и коэффициент корреляции с итоговым баллом показывают, что 12-й пункт вносит умеренный вклад в общий показатель отношения к обращению за психологической помощью, что свидетельствует о невозможности его исключения из расчета шкал.

Пункты 9, 18 и 21 образуют один фактор, который отражает склонность считать, что люди могут и должны справляться с психологическими проблемами без помощи других. Суждения содержат высокую оценку образа саморегулирующейся личности, не нуждающейся в профессиональной поддержке и справляющейся с психологическими проблемами своими силами. Подразумевается, что нуждающиеся в психологической помощи люди не достойны такого же уважения, как люди, переживающие и решающие психологические проблемы без профессионального сопровождения. Мы обозначили этот фактор как «Преодоление приоритета самопомощи». Он близок по смыслу фактору «Распознание собственной потребности в профессиональной психологической помощи» из более ранней англоязычной версии методики (ATSPPHS) [18]. Пункты 1, 8, 13 и 14 объединяются в фактор, отражающий готовность обсуждать психологические проблемы со специалистом и по смыслу соответствующий фактору «Доверие специалисту по психическому здоровью», выделенному Э. Фишером и Дж. Тёрнером [18].

«Безразличие к стигме» и «Склонность к поиску помощи» как психологические факторы обращения за услугами в сфере психического здоровья устойчиво воспроизводятся в русскоязычной культуре, в то время как конструкт психологической открытости распадается на склонность признавать наличие психологических проблем и го-

товность к психологическому раскрытию перед специалистом. Сравнение индексов пригодности моделей также поддерживает тезис о четырех-факторной структуре отношения российских респондентов к обращению за психологической помощью. Тем не менее русская версия методики надежно измеряет степень обеспокоенности мнением окружающих о человеке, обратившемся за психологической помощью, а также желание и возможность обратиться за профессиональной психологической помощью. Суммарный показатель тоже обладает достаточной надежностью, которая может быть повышена посредством использования двух пунктов в качестве буферных.

Таким образом, полная репликация факторной структуры IASMHS не удалась. Современная модель отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья [24], полученная в 2004 г. на репрезентативной канадской выборке, менее пригодна для описания полученных от российских респондентов данных. Эмпирические данные возвращают нас к структуре отношения к профессиональной психологической помощи, установленной 45 лет назад на североамериканской студенческой выборке [18].

Согласно современному состоянию исследований структуры отношения к поиску психологической помощи наиболее часто выделяемыми барьерами положительного отношения являются: желание людей справляться с проблемами самостоятельно (Gulliver et al., 2010; Rickwood, Deane, & Wilson, 2007; Wells et al., 1994; Wetherell et al., 2004; Wilson & Deane, 2012); убеждение, что проблемы проходят сами собой (Sareen et al., 2007; Thompson et al., 2004), сомнения в пользе поиска помощи (Rickwood et al., 2007; Rughani, Deane, & Wilson, 2011; ten Have et al., 2010) и вопросы стигматизации (Gulliver et al., 2010; Jorm, Wright, & Morgan, 2007; Pescosolido et al., 2010) [цит. по: 25, p. 100]. В этом контексте четырехфакторная модель видится более приемлемой, чем трехфак-торная. С другой стороны, тот факт, что часть индексов пригодности четырехфакторной модели не достигает конвенциального уровня, может свидетельствовать о менее интегрированной и более сложной структуре отношения к получению психологической помощи у русскоязычных респондентов.

Сопоставление средних шкальных значений, полученных на российской пилотажной выборке и канадской выборке стандартизации, позволяет заключить, что наши респонденты хуже относятся к профессиональной психологической помощи,

чем канадские. Разность средних показателей отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья между канадской (п = 208) и российской (п = 153) выборками составила для мужчин 9.91 баллов, для женщин 8.69 баллов, в общей выборке 7.11 баллов; разность стандартных отклонений составила .61, -.47 и .92 баллов соответственно [24].

Основываясь на полученных данных, можно предложить альтернативный ключ для подсчета показателей методики. Однако в силу малого количества пунктов надежность новых шкал остается на том же уровне, что и для шкалы Психологи-

ческая открытость: Преодоление приоритета самопомощи — 9 п., 18 п., 21 п.; Готовность обсуждать проблемы со специалистом — 1 п., 8 п., 13 п., 14 п. При этом шкала Склонность к поиску помощи (2 п., 5 п., 10 п., 12 п., 15 п., 19 п., 22 п.) сохраняет высокий уровень надежности, хотя значение альфа снижается на .02. Шкала Безразличие к стигме не подвергается изменениям. Показатели, полученные в соответствии с этим ключом, следует интерпретировать, ориентируясь на соответствующие ключу статистические нормы (табл. 6).

Таблица 6. Описательная статистика «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья» в соответствии с альтернативным ключом

Шкала Общая выборка Мужчины

М Ж> М Ж> М Ж>

Преодоление приоритета самопомощи (3 пункта; а = .63) 9.74 2.82 8.64 3.18 10.08 2.62

Готовность обсуждать проблемы со специалистом (4 пункта; а = .65) 13.11 3.66 12.47 3.68 13.31 3.65

Склонность к поиску помощи (7 пунктов; а = .77) 26.91 5.23 25.81 5.67 27.25 5.07

Безразличие к стигме (8 пунктов; а = .84) 28.78 6.48 25.81 6.79 29.7 6.12

Отношение к обращению за профессиональной психологической помощью (22 пункта; а = .85) 78.54 12.87 72.72 13.76 80.33 12.09

Примечание: М — среднее значение, ББ — стандартное отклонение; а — коэффициент Л. Кронбаха; значения приведены в шкале от 1 (совершенно не согласен) до 5 (совершенно согласен).

В целом результаты пилотажных психометрических испытаний русскоязычной версии «Опросника отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья» следует считать удовлетворительными. Несмотря на то что рассчитанные параметры надежности и валидности несколько хуже, чем у оригинальной версии методики, их значения остаются приемлемыми. Полученная факторная структура не противоречит теоретической модели, но является более дифференцированной. В этом снижение случае надежности отдельных шкал представляет проблему, требующую дальнейшей разработки. Для более точного измерения склонности признавать существование психологических проблем, с которыми невозможно справиться самостоятельно, и готовности работать со специалистом в сфере психического здоровья необходимо увеличение количества пунктов в соответствующих шкалах. Обнаруженные различия

факторной структуры оригинальной и русскоязычной версий могут представлять интерес с точки зрения дальнейшего исследования кросс-культурных аспектов отношения к обращению за профессиональной психологической помощью.

Рассмотренная версия методики может быть использована специалистами при решении как исследовательских, так и прикладных задач. При этом следует принимать во внимание пониженную надежность и структурную неоднозначность измерений, отсылающих к конструкту «Психологическая открытость». Также специалистам следует учитывать ограничения репрезентативности по возрастному и половому составу выборки данного пилотажного исследования. Дальнейшие психометрические испытания необходимы как для получения более точных стандартизированных норм, так и для установления ретестовой надежности представленного инструмента.

Приложение

Опросник отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья

Термин профессионал обозначает человека, обученного работать с психологическими проблемами (напр., психолога, психотерапевта, психиатра, социального работника). Термин психологические проблемы обозначает причины, по которым можно обратиться к профессионалу. Например, беспокойство относительно душевного состояния, эмоциональные проблемы, психические затруднения, личностные сложности. Для каждого суждения отметьте степень своего согласия по пятибалльной шкале: 1 (не согласен), 2 (скорее не согласен), 3 (не знаю), 4 (скорее согласен), 5 (согласен).

Не

согласен

1. Существуют определенные психологические проблемы, которые не стоит выносить из семьи 2 3 4 5

2. Я знаю, что делать и к кому обратиться, если мне потребуется профессиональная помощь в решении психологических проблем 2 3 4 5

3. Я бы не хотел(а), чтобы мои значимые другие (супруг, партнер и т.д.) знали, что я страдаю от психологических проблем 2 3 4 5

4. Лучшее средство избежать переживания тревоги и беспокойства — со- , средоточиться на работе 2 3 4 5

5. Если у моих друзей возникли бы психологические проблемы, я мог(ла) , бы посоветовать им обратиться к профессионалу 2 3 4 5

6. Иметь психические расстройства стыдно 1 2 3 4 5

7. Я считаю, что лучше не знать всего о себе 1 2 3 4 5

8. Если у меня будут серьезные психологические проблемы, я не сомневаюсь, что психотерапия принесет мне облегчение 2 3 4 5

9. Люди должны сами решать свои проблемы, а обращаться за психологической помощью к профессионалу только в крайнем случае 2 3 4 5

10. Я готов(а) обратиться за профессиональной помощью, если у меня 1 возникнут психологические проблемы 2 3 4 5

11. Важные люди в моей жизни думали бы хуже обо мне, если бы они уз- , нали, что я испытываю психологические проблемы 2 3 4 5

12. Психологические проблемы, как и многие другие, проходят сами собой 2 3 4 5

13. Мне было бы относительно просто найти время для приема у профес- , сионала в решении психологических проблем 2 3 4 5

14. В моей жизни есть переживания, которые я не стал(а) бы обсуждать с кем-либо 2 3 4 5

15. Если я буду чувствовать беспокойство или огорчение длительное вре- , мя, я обращусь за профессиональной помощью 2 3 4 5

16. Если люди из моего личного и профессионального окружения узнают о моем обращении за психологической помощью, мне будет неловко 2 3 4 5

17. Диагноз психического расстройства — позорное пятно в личной жизни 1 2 3 4 5

18. Люди, стремящиеся сами совладать со своими конфликтами и страхами без обращения к профессиональной помощи, заслуживают восхи- 1 щения 2 3 4 5

19. Если у меня случится нервный срыв, в первую очередь я обращусь за 1 профессиональной психологической помощью 2 3 4 5

20. Если мне нужно будет обратиться к профессионалу, я буду беспоко- 1 иться о том, что подумают другие 2 3 4 5

Окончание опросника Не "

согласен

21. Люди с сильным характером могут преодолеть психологические про- 1 блемы самостоятельно и не нуждаются в психологической помощи 2 3 4 5

22. Я охотно буду обсуждать интимные вещи с профессионалом, если это 1 может помочь мне или моей семье 2 3 4 5

23. Получив лечение по поводу психологических проблем, я бы чувство- 1 вал(а), что это необходимо держать в тайне 2 3 4 5

24. Если бы мне пришлось обратиться с психологической проблемой к 1 профессионалу, я бы хотел(а), чтобы мои соседи не знали об этом 2 3 4 5

Список литературы

1. Голенков А.В. Априорные представления студентов о сущности, этиологии и лечении психических расстройств // Вестник Чувашского университета. 2010. № 3. С. 93-97.

2. Голенков А.В., Сафронов С. А. Отношение жителей Алатырского района к психически больным и оказанию психиатрической помощи // Вестник психиатрии и психологии Чувашии. 2010. № 6. С. 132-138.

3. Деларю В.В., Горбунов А.А. Анкетирование населения, специалистов первичного звена здравоохранения и врачей-психотерапевтов: какой вывод можно сделать о перспективах психотерапии в России? // Обозрение психиатрии и медицинской психологии им. В.М. Бехтерева. 2011. № 3. С. 52-54.

4. Князев Г.Г., Митрофанова Л.Г., Бочаров В.А. Валидизация русскоязычной версии опросника Л. Голдберга «Маркеры факторов "Большой Пятерки"» // Психологический журнал. 2010. Т. 3, № 5. С. 100-110.

5. Серебрийская Л.Я. Социальные представления о психически больных и психиатрии в контексте проблемы стигматизации // Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова. 2005. № 3.

С. 47-54.

6. Смирнова Ю.С. Методологические и методические проблемы исследования предубеждений // Психологический журнал. 2009. № 2. URL: http ://elibrary. miu. by/j ournals! /item.pj /issue. 22/arti cle.1.html (дата обращения: 17.05.2014).

7. Смирнова И.В. Репликация исследования

С. Московичи: методологические трудности, результаты // Вестник Пермского университета. Философия. Психология. Социология. 2013. Вып. 4(16). С. 149-157.

8. Смирнова И.В. Французский и российский образ психоанализа // Вестник Пермского университета. Философия. Психология. Социология. 2014.

Вып. 4(20). С. 78-89.

9. Шабалин Е.Ю., Бурдин М.В., Вайнштейн С.В. Перевод как этап адаптации «Опросника отношения к обращению за профессиональной психологической помощью» // Будущее психологии - 2014: материалы Всерос. асп.-студ. науч конф. (11 июня 2014 г.). Пермь, 2014. С. 38-44.

10. Ястребов В.С., Трущелёв С.А. Социальные образы психиатрии // Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова. 2009. № 6. С. 6568.

11. Ajzen I. Theory of planned behavior // Encyclopedia of health and behavior / ed. by N.B. Anderson. Thousand Oaks, CA: Sage, 2004. Vol. 2. P. 793796.

12. Anastas J.M.N. Venezuelan and American college students' attitudes toward seeking professional psychological help: gender and ethnic comparisons: Thesis (MA) in Counseling Psychology. Humboldt State University, 2010. URL: http://hdl.handle.net/2148/649 (Accessed 06.10.13).

13. BinaR. Attitudes Towards Seeking Mental Health Treatment in the Postpartum Period in Israel: The Role of Religious Affiliation // The Society for Social Work and Research - 2014. Annual Conference (January 15-19, 2014, San Antonio, TX). URL: https://sswr.confex.com/sswr/2014/webprogram/Pa per21723.html (Accessed 17.05.14).

14. Brislin R. W. Back-Translation for Cross-Cultural Research // Journal of Cross-Cultural Psychology. 1970. Vol. 1, no. 3. P. 185-216.

15. Elliott K.P., Westmacott R., Hunsley J., Rumstein-McKean O., Best M. The Process of Seeking Psychotherapy and Its Impact on Therapy Expectations and Experiences // Clinical Psychology & Psychotherapy. 2014. URL:

http://onlinelibrary. wiley. com/doi/10.1002/cpp .190 0/pdf (Accessed 17.05.14).

16. Farr R. Attitudes, social representations and social attitudes // Papers on social representations. 1994.

Vol. 3(1). P. 30-33.

17. FishbeinM., Ajzen I. Belief, Attitude, Intention, and Behavior: An Introduction to Theory and Research. Reading, MA: Addison-Wesley, 1975. 578 p.

18. Fisher E.H., Turner J.L. Orientations to seeking professional help: Development and research utility of an attitude scale // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1970. Vol. 35(1). P. 79-90.

19. Freiser C. Attitudes, Social Representations and Widespread Beliefs // Papers on social representations. 1994. Vol. 3(1). P. 13-25.

20. GearingR.E., Townsend L., et al. Strategies to Predict, Measure, and Improve Psychosocial Treatment Adherence // Harvard Review of Psychiatry. 2014, Vol. 22, iss. 1. P. 31-45.

21. Geisinger K.F. Cross-Cultural Normative Assessment: Translation and Adaptation Issues Influencing the Normative Interpretation of Assessment Instruments // Psychological Assessment. 1994. Vol. 6, no. 4. P. 304-312.

22. LevantR.F., Stefanov D.G., et al. Moderated path analysis of the relationships between masculinity and men's attitudes toward seeking psychological help // Journal of Counseling Psychology. 2013. Vol. 60(3). P. 392-406.

23. Lillios E.N. The relationship between attitudes toward seeking professional psychological help, religious orientation, and Greek Orthodox religiosity. Thesis (PhD), University of Iowa, 2010. URL: http://ir.uiowa.edu/etd/544 (Accessed 17.05.14).

24. Mackenzie C.S., Knox J.V., Gekoski W.L., Macau-lay H.L. An adaptation and extension of the attitudes toward seeking professional psychological help scale // Journal of Applied Social Psychology. Vol. 34, no. 11. P. 2410-2435.

25. Mackenzie C.S., Erickson J., Deane F.P., Wright M. Changes in attitudes toward seeking mental health services: A 40-year cross-temporal meta-analysis // Clinical Psychology Review. 2014. Vol. 34. P. 99106.

26. Reynders A., Kerkhof A.J.F.M., Molenberghs G., Van Audenhove C. Attitudes and stigma in relation to help-seeking intentions for psychological problems in low and high suicide rate regions // Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology. 2014. Vol. 49, iss.2. P. 231-239.

27. de Rosa A.S. Social Representations and Attitudes: Problems of coherence between the theoretical definition and procedure of research // Papers on Social Representations, 1993.

28. Sullivan L., Camic P.M., Brown J.S.L. Masculinity, alexithymia, and fear of intimacy as predictors of UK men's attitudes towards seeking professional psychological help // British Journal of Health Psy-

chology. 2014. URL:

http://onhnelibrary.wiley.com/doi/10.1111/bjhp. 120 89/pdf (Accessed 17.05.14).

29. WestS.G., Finch J.F. & Curran P.J. Structural equation models with nonnormal variables: Problems and remedies // Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications / ed. by R.H. Hoyle. Newbury Park, CA: Sage, 1995. P. 56-75.

30. Williams J. Are Jamaicans really that stigmatizing? A comparison of mental health help-seeking attitudes // West Indian Medical Journal. 2013.

Vol. 62, iss. 5. P. 437-442.

Получено 16.06.2015

References

1. Golenkov A.V. [Students' aprioristic images of essence, aetiology and curing of mental disorders]. Vestnik Chuvashskogo Universiteta [Herald of the Chuvash University]. 2010, no 3, pp. 93-97. (In Russian).

2. Golenkov A.V., Safronov S.A. [Alatyr district residents' attitude towards mentally disturbed people and mental health services]. Vestnikpsihiatrii ipsi-hologii Chuvashii [The Herald of Chuvash psychiatry and psychology]. 2010, no 6, pp. 132-138. (In Russian).

3. Delarue V.V., Gorbunov A.A. [Population, primary care physicians and psychotherapists questionnaire: what conclusion one can make on psychotherapy's prospects in Russia]. Obozrenie psihiatrii i med-itsinskoj psihologii imeni V.M. Bekhtereva

[V.M. Bekhterev Review of psychiatry and medical psychology]. 2011, no 3, pp. 52-54. (In Russian).

4. Knyazev G.G., Mitrofanova L.G., Bocharov V.A. [Validation of Russian version of L. Goldberg's inventory of Big Five factor markers]. Psi-hologicheskij zhurnal [Psychological journal]. 2010, vol. 3, no 5, pp. 100-110. (In Russian).

5. Serebrijskaya L.Ya. [Social images towards mentally disturbed people and psychiatry within the context of stigmatization issue]. Zhurnal nevrologii i psikhiatrii imeni S.S. Korsakova [S.S. Korsakov Journal of neurology and psychiatry]. 2005, no 3, pp. 47-54. (In Russian).

6. Smirnova Yu.S. [Methodological and methodical probles of prejudices' studying]. Minskij institut upravleniya: Psihologicheskij zhurnal [Minsk Institute of Management: Psychological journal]. 2009, no 2. Available at:

http: //elibrary. miu. by/j ournals! /item.pj /issue. 22/arti cle.1.html (Accessed 17.05.2014). (In Russian).

7. Smirnova I.V. [Replication of S. Moskovichi's research: methodologal challenges, results]. Vestnik

C.B. BaunwmeuH, M.B. EypduH, EM. W^a6muH

permskogo universiteta. Seriya Filosofiya. Psi-hologiya. Sotsiologiya [Perm University Herald. Series "Philosophy. Psychology. Sociology"]. 2013, no 4(16), pp. 149-157. (In Russian).

8. Smirnova I.V. [French and Russian image of psychoanalysis]. Vestnikpermskogo universiteta. Seriya Filosofiya. Psihologiya. Sotsiologiya [Perm University Herald. Series "Philosophy. Psychology. Sociology"]. 2014, no 4(20), pp. 78-89. (In Russian).

9. Shabalin E.Y., Burdin M.V., Weinstein S.V. [Translation as an adaptation step of Inventory of attitudes towards seeking mental health services]. Buduschee psihologii-2014: Materialy Vserossi-jskoj aspirantsko-studencheskoj nauchnoj konfer-entsii (11 ijunya 2014) [Future of psychology-2014: Proceedings of All-Russian postgraduates and students scientific conference (11 June 2014)]. Perm, 2014, pp. 38-44. (In Russian).

10. Yastrebov V.S., Truschelyov S.A. [Social images of psychiatry]. Zhurnal nevrologii ipsikhiatrii imeni S.S. Korsakova [S.S. Korsakov Journal of neurology and psychiatry]. 2009, no 6, pp. 65-68. (In Russian).

11. Ajzen I. Theory of planned behavior // Encyclopedia of health and behavior / ed. by N.B. Anderson. Thousand Oaks, CA: Sage, 2004. Vol. 2. P. 793796.

12. Anastas J.M.N. Venezuelan and American college students' attitudes toward seeking professional psychological help: gender and ethnic comparisons: Thesis (MA) in Counseling Psychology. Humboldt State University, 2010. URL: http://hdl.handle.net/2148/649 (Accessed 06.10.13).

13. Bina R. Attitudes Towards Seeking Mental Health Treatment in the Postpartum Period in Israel: The Role of Religious Affiliation // The Society for Social Work and Research - 2014. Annual Conference (January 15-19, 2014, San Antonio, TX). URL: https://sswr.confex.com/sswr/2014/webprogram/Pa per21723.html (Accessed 17.05.14).

14. Brislin R.W. Back-Translation for Cross-Cultural Research // Journal of Cross-Cultural Psychology. 1970. Vol. 1, no. 3. P. 185-216.

15. Elliott K.P., Westmacott R., Hunsley J., Rumstein-McKean O., Best M. The Process of Seeking Psychotherapy and Its Impact on Therapy Expectations and Experiences // Clinical Psychology & Psychotherapy. 2014. URL:

http: //onlinelibrary. wiley. com/doi/10.1002/cpp .190 0/pdf (Accessed 17.05.14).

16. Farr R. Attitudes, social representations and social attitudes // Papers on social representations. 1994. Vol. 3(1). P. 30-33.

17. Fishbein M., Ajzen I. Belief, Attitude, Intention,

and Behavior: An Introduction to Theory and Research. Reading, MA: Addison-Wesley, 1975. 578 p.

18. Fisher E.H., Turner J.L. Orientations to seeking professional help: Development and research utility of an attitude scale // Journal of Consulting and Clinical Psychology. 1970. Vol. 35(1). P. 79-90.

19. Freiser C. Attitudes, Social Representations and Widespread Beliefs // Papers on social representations. 1994. Vol. 3(1). P. 13-25.

20. Gearing R.E., Townsend L., et al. Strategies to Predict, Measure, and Improve Psychosocial Treatment Adherence // Harvard Review of Psychiatry. 2014, Vol. 22, iss. 1. P. 31-45.

21. Geisinger K.F. Cross-Cultural Normative Assessment: Translation and Adaptation Issues Influencing the Normative Interpretation of Assessment Instruments // Psychological Assessment. 1994. Vol. 6, no. 4. P. 304-312.

22. Levant R.F., Stefanov D.G., et al. Moderated path analysis of the relationships between masculinity and men's attitudes toward seeking psychological help // Journal of Counseling Psychology. 2013. Vol. 60(3). P. 392-406.

23. Lillios E.N. The relationship between attitudes toward seeking professional psychological help, religious orientation, and Greek Orthodox religiosity. Thesis (PhD), University of Iowa, 2010. URL: http://ir.uiowa.edu/etd/544 (Accessed 17.05.14).

24. Mackenzie C.S., Knox J.V., Gekoski W.L., Macau-lay H.L. An adaptation and extension of the attitudes toward seeking professional psychological help scale // Journal of Applied Social Psychology. Vol. 34, no. 11. P. 2410-2435.

25. Mackenzie C.S., Erickson J., Deane F.P., Wright M. Changes in attitudes toward seeking mental health services: A 40-year cross-temporal meta-analysis // Clinical Psychology Review. 2014. Vol. 34. P. 99-106.

26. Reynders A., Kerkhof A.J.F.M., Molenberghs G., Van Audenhove C. Attitudes and stigma in relation to help-seeking intentions for psychological problems in low and high suicide rate regions // Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology. 2014. Vol. 49, iss.2. P. 231-239.

27. de Rosa A.S. Social Representations and Attitudes: Problems of coherence between the theoretical definition and procedure of research // Papers on Social Representations, 1993.

28. Sullivan L., Camic P.M., Brown J.S.L. Masculinity, alexithymia, and fear of intimacy as predictors of UK men's attitudes towards seeking professional psychological help // British Journal of Health Psychology. 2014. URL: http://onlinelibrary.wiley.com/

doi/10.1111/bjhp.12089/pdf (Accessed 17.05.14).

29. West S.G., Finch J.F. & Curran P.J. Structural equation models with nonnormal variables: Problems and remedies // Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications / ed. by R.H. Hoyle. Newbury Park, CA: Sage, 1995. P. 5675.

Об авторах

Вайнштейн Сергей Викторович

старший преподаватель кафедры общей и клинической психологии

Пермский государственный национальный исследовательский университет, 614990, Пермь, ул. Букирева, 15; e-mail: weinsteinsv@gmail.com

Бурдин Михаил Валерьевич

кандидат медицинских наук, старший преподаватель кафедры общей и клинической психологии

Пермский государственный национальный исследовательский университет, 614990, Пермь, ул. Букирева, 15; e-mail: mburdin@list.ru

Шабалин Евгений Юрьевич

студент специальности «Клиническая психология» философско-социологического факультета

Пермский государственный национальный исследовательский университет, 614990, Пермь, ул. Букирева, 15; e-mail: zzh.ssh@gmail.com

30. Williams J. Are Jamaicans really that stigmatizing? A comparison of mental health help-seeking attitudes // West Indian Medical Journal. 2013. Vol. 62, iss. 5. P. 437-442.

The date of the manuscript receipt 16.06.2015

About the authors

Weinstein Sergey Viktorovich

Senior Lecturer of Department of General and Clinical Psychology

Perm State Universiry,

15, Bukirev str., Perm, 614990, Russia;

e-mail: weinsteinsv@gmail.com

Burdin Mikhail Valer'evich

Ph.D. in Medicine,

Senior Lecturer of Department of General and Clinical Psychology

Perm State Universiry,

15, Bukirev str., Perm, 614990, Russia;

e-mail: mburdin@list.ru

Shabalin Evgeniy Yur'evich

Student of «Clinical Psychology» major, Faculty of Philosophy and Sociology

Perm State Universiry,

15, Bukirev str., Perm, 614990, Russia;

e-mail: zzh.ssh@gmail.com

Просьба ссылаться на эту статью в русскоязычных источниках следующим образом:

Вайнштейн С.В., БурдинМ.В., Шабалин Е.Ю. Опросник отношения к обращению за услугами в сфере психического здоровья (IASMHS): результаты психометрического анализа русскоязычной версии // Вестник Пермского университета. Философия. Психология. Социология. 2015. Вып. 3(23). С. 81-96.

Please cite this article in English as:

Weinstein S. V., Burdin M.V., Shabalin E.Yu. Inventory of attitudes toward seeking mental health services (russian version): a pilot study of psychometric properties // Perm University Herald. Series «Philosophy. Psychology. Sociology». 2015. Iss. 3(23). P. 81-96.