Феномен руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний
у лиц молодого возраста
Колпаков Я.В., Ялтонский В.М. (Москва)
|
Колпаков Ярослав Витальевич
– клинический психолог, кандидат психологических наук
(19.00.04), старший научный сотрудник отделения профилактической наркологии
отдела профилактики ФГБУ «ННЦ наркологии» Минздрава России.
E-mail: kolpakov_jv@mail.ru
|
|
Ялтонский Владимир Михайлович
– член научно-редакционного совета
журнала «Медицинская психология в России»;
– доктор медицинских наук, профессор кафедры клинической
психологии факультета клинической психологии ГБОУ ВПО «МГМСУ им.
А.И. Евдокимова» Минздрава России;
– заведующий отделением профилактической наркологии отдела
профилактики ФГБУ «ННЦ наркологии» Минздрава России.
E-mail: yaltonsky@mail.ru
|
Аннотация. В статье приводятся данные эмпирического исследования
феномена руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний
у лиц молодого возраста. Обследованы 71 человек в возрасте от 17
до 34 лет. Получены данные о гендерных различиях в связях феномена
руминации и тревожно–депрессивных переживаний. Профилактика изменений
в когнитивной и эмоциональной сфере личности, проявляющихся в форме феномена
руминации, может снизить риски возникновения тревожно–депрессивных
расстройств, алкоголизации и со–зависимых расстройств поведения у
лиц молодого возраста.
Ключевые слова: субъективное переживание чувства одиночества,
тревожно–депрессивные переживания, феномен руминации.
Ссылка для цитирования размещена в конце публикации.
Введение
Специалистами отмечается рост расстройств тревожно–депрессивного
спектра [4; 9].
Среди предикторов развития этих расстройств ряд авторов уделяет
внимание феномену руминации [13].
А.Б. Смулевич (2007) дает определение данному феномену как
обусловленным патологически сниженным аффектом неотвязным,
повторяющимся помимо воли представлениям, воспоминаниям, мыслям,
кошмарным сновидениям негативного, самоуничижительного,
пессимистического содержания [8]. Согласно L.L. Martin и
A. Tesser (1996), феномен руминации — это сводное
обозначение разных способов неадаптивного мышления, класс осознанных
мыслей, которые циркулируют вокруг определенной темы и поддерживаются
внешней средой [12]. S. Nolen–Hoeksema (2000) описывает
феномен руминации как повторные и пассивные размышления о симптомах
депрессии, их возможных причинах и последствиях [16].
Феномен руминации рассматривается с одной стороны как фактор риска
развития депрессии, злоупотребления алкоголем, посттравматического
стрессового расстройства [11; 14; 16; 17]. А.В. Погосов
(2006, 2009, 2013) подробно останавливается на феномене
«репереживаний» в структуре коморбидной патологии, включающей
тревожно–депрессивные и невротические расстройства (в т.ч. ПТСР)
и алкогольной зависимости [5-7]. А.В. Ялтонская (2013) указывает
на автоматические мысли как важный когнитивный компонент тревоги и
депрессии в контексте оценки приверженности лечению [10].
С другой стороны, указывается, что феномен руминации может быть
вариантом совладающего с депрессией поведения [15]. Описывается также
феномен ко–руминации в диадических отношениях [18; 19].
Исследования данного феномена в отечественной клинической психологии
единичны [2]. Тем не менее, профилактика изменений в когнитивной и
эмоциональной сфере личности, проявляющихся в форме феномена руминации,
могла бы снизить риски возникновения тревожно–депрессивных расстройств,
алкоголизации и со–зависимых расстройств поведения. Целью данного
исследования стало изучение феномена руминации в структуре
тревожно–депрессивных переживаний у лиц молодого возраста.
Материалы и методы
Выборку составили 72 лица молодого возраста*
(от 17 до 34 лет; средний возраст — 21,6±3,5 года) из
общей популяции г. Москвы: 29 лиц мужского пола (40,28% выборки;
средний возраст — 22,0±4,3 года), 43 лиц женского пола
(59,72% выборки; средний возраст — 21,3±2,9 года). У 10
испытуемых (13,89% выборки) было высшее образование, у 62 испытуемых
(86,11% выборки) — неоконченное высшее образование
гуманитарного и технического профилей. По критерию Z
Колмогорова–Смирнова распределение по возрасту группы лиц
мужского пола соответствовало нормальному (p<0,290), женского
пола — не соответствовало (p<0,028), что учитывалось при
дальнейшей статистической обработке данных. По критерию U
Манна–Уитни по возрасту группы лиц мужского и женского пола
статистически достоверно не различались (p<0,871).
Использовались следующие психодиагностические методики.
1. «Шкала руминации»
В. Трейнор, Р. Гонзалеза, С. Нолен–Хоексема
(«Ruminative Responses Scale», RRS, W. Treynor,
R. Gonzalez, S. Nolen–Hoeksema, 2003), пилотная
русскоязычная версия в авторской адаптации.
Методика включает в себя 22 утверждения о собственных переживаниях,
чувствах, мыслях и направлена на выявление руминации, т.е. навязчивых
размышлений, переживаний при которых одни и те же темы или мысли
постоянно возникают в голове человека, вытесняя все другие виды
психической активности. По каждому утверждению испытуемому предлагается
ответить насколько часто он испытывает те или иные переживания
– от «почти никогда» до «почти всегда».
Далее — по принципу шкалы Лайкерта — полученные ответы
переводятся в баллы, полученные результаты складываются. Методика
позволяет оценить как выраженность феномена руминации в целом, так
и её компонентов — склонности к рефлексии и самоанализу
(5 утверждений; пример — «Анализирую последние события,
чтобы понять, почему я настолько подавлен»), навязчивых размышлений
(5 утверждений; пример — «Думаю о том, что таких проблем
как у меня — нет у других людей») и навязчивых депрессивных
переживаний (12 утверждений; пример — «Думаю о своих
недостатках, ошибках») [20].
2. «Шкала одиночества Калифорнийского
университета» Д. Рассела, Л.А. Пеплау,
М.Л. Фергюсона («The University of California, Los Angeles,
Loneliness Scale», UCLA–LS, D. Russel, L.A. Peplau,
M.L. Ferguson, 1978) в реадаптации Т.Ю. Лапшиной (2007).
Методика включает в себя 20 утверждений, направленных на выявление
субъективного чувства одиночества. По каждому утверждению испытуемому
предлагается ответить насколько часто он испытывает те или иные
переживания — от «часто» до «никогда».
Далее — по принципу шкалы Лайкерта — полученные ответы
переводятся в баллы, полученные результаты складываются. Максимально
возможный показатель субъективного чувства одиночества — 60 баллов.
Высокий уровень субъективного чувства одиночества определяется при
показателе от 40 до 60 баллов, от 20 до 40 баллов — средний,
менее 20 баллов — низкий [3].
3. «Госпитальная шкала тревоги
и депрессии» А.С. Зигмонда, Р.П. Снэйта
(«Hospital Anxiety & Depression Scale», HADS,
A.S. Zigmond, R.P. Snaith, 1983) в адаптации
М.Ю. Дробижева (1993).
Методика разработана для выявления и оценки тяжести депрессии
и тревоги в условиях общемедицинской практики. При формировании
шкалы авторы исключали симптомы тревоги и депрессии, которые могут
быть интерпретированы как проявление соматического заболевания
(например, головокружения, головные боли). Пункты субшкалы
депрессии отобраны из списка наиболее часто встречающихся жалоб и
симптомов и отражают преимущественно ангедонический компонент
депрессивного расстройства. Пункты субшкалы тревоги составлены на
основе соответствующей секции стандартизованного клинического интервью
Present State Examination и личном клиническом опыте авторов и отражают
преимущественно психологические проявления тревоги. Шкала составлена из
14 утверждений, каждому утверждению соответствуют 4 варианта ответа,
отражающие градации выраженности признака и кодирующиеся по нарастанию
тяжести симптома от 0 баллов (отсутствие) до 3 (максимальная
выраженность) [1].
Результаты
Результаты, полученные по методике «Шкала руминации»
(RRS), представлены в таблице 1 и отражены на рисунке 1.
В группе лиц мужского пола показатель общей выраженности
руминации составил 43,76±10,04 балла (49,73±11,41%),
склонности к рефлексии и самоанализу — 9,86±2,68 балла
(49,31±13,41), навязчивых размышлений — 9,97±2,88
балла (49,83±14,42%), навязчивых депрессивных переживаний
— 23,93±6,50 балла (49,86±13,54%).
Распределение группы по данным показателям соответствовало
нормальному (p<0,971, p<0,896, p<0,847 и p<0,609 по
критерию Z Колмогорова–Смирнова для перечисленных показателей,
соответственно).
В группе лиц женского пола показатель общей выраженности
руминации составил 47,98±10,29 балла (54,52±11,69%),
склонности к рефлексии и самоанализу — 11,37±3,64 балла
(56,86±18,19%), навязчивых размышлений — 10,86±2,89
балла (54,30±14,46%), навязчивых депрессивных переживаний —
25,74±5,36 балла (53,63±11,16%). Распределение группы
по данным показателям соответствовало нормальному (p<0,927, p<0,762,
p<0,410 и p<0,779 по критерию Z Колмогорова–Смирнова для
перечисленных показателей, соответственно).
Статистически достоверных различий по общей выраженности руминации
и её компонентов между группами лиц молодого возраста мужского и
женского пола по критерию U Манна–Уитни выявлено не было
(p<0,137, p<0,092, p<0,293 и p<0,223 для перечисленных
показателей, соответственно).
Таблица 1
Результаты изучения выраженности руминации и её структуры в исследуемых
группах
Примечание: НР — нормальность распределения.
Рисунок 1. Выраженность и структура руминации в исследуемых
группах (в %).
Результаты, полученные по методике «Шкала одиночества
Калифорнийского университета» (UCLA–LS), представлены в
таблице 2.
Таблица 2
Результаты изучения субъективного переживания чувства
одиночества
Примечание: НР — нормальность распределения.
В группе лиц мужского пола показатель выраженности субъективного
переживания чувства одиночества составил 20,14±10,30 балла
(33,56±17,17%). Распределение группы по данному показателю
соответствовало нормальному (p<0,911 по критерию Z
Колмогорова–Смирнова). В группе лиц женского пола показатель
выраженности субъективного переживания чувства одиночества составил
18,84±9,75 балла (31,40±16,25%). Распределение
группы по данному показателю соответствовало нормальному
(p<0,330 по критерию Z Колмогорова–Смирнова). Статистически
достоверных различий по выраженности субъективного переживания чувства
одиночества между группами лиц молодого возраста мужского и женского
пола по критерию U Манна–Уитни выявлено не было (p<0,546).
Результаты иллюстрирует рисунок 2.
Рисунок 2. Выраженность субъективного переживания чувства
одиночества в исследуемых группах (в баллах).
В группе лиц мужского пола у 16 испытуемых (55,17%) уровень
субъективного переживания чувства одиночества квалифицировался как
низкий, у 12 (39,29%) – как средний, у 1 испытуемого (3,44%)
– как высокий. В группе лиц женского пола у 28 испытуемых
(65,12%) уровень субъективного переживания чувства одиночества
квалифицировался как низкий, у 13 (30,23%) – как средний, у 2
испытуемых (4,65%) – как высокий. Результаты иллюстрирует
рисунок 3.
Рисунок 3. Выраженность субъективного переживания чувства
одиночества в исследуемых группах по уровням (в %).
Результаты, полученные по методике «Госпитальная шкала
тревоги и депрессии» (HADS), представлены в таблице 3.
Таблица 3
Результаты изучения субъективного переживания чувства
одиночества
В группе лиц мужского пола показатель выраженности клинических
симптомов тревоги составил 10,93±4,52 балла
(43,37±13,83%), симптомов депрессии — 9,43±3,63
балла (38,05±12,13%). Распределение группы по данным
показателям соответствовало нормальному (p<0,906 для показателя
тревоги, p<0,694 для показателя депрессии по критерию
Z Колмогорова–Смирнова).
В группе лиц женского пола показатель выраженности клинических
симптомов тревоги составил 9,41±4,01 балла
(39,06±13,55%), симптомов депрессии — 7,67±3,41
балла (31,89±12,16%). Распределение группы по данным
показателям соответствовало нормальному (p<0,602 для показателя
тревоги, p<0,553 для показателя депрессии по критерию
Z Колмогорова–Смирнова).
Статистически достоверных различий по выраженности клинических
симптомов тревоги и депрессии между группами лиц молодого возраста
мужского и женского пола по критерию U Манна–Уитни выявлено
не было (p<0,208 и p<0,065 для тревоги и депрессии,
соответственно).
Результаты иллюстрирует рисунок 4.
Рисунок 4. Выраженность тревожно–депрессивных переживаний в
исследуемых группах (в баллах).
В группе лиц мужского пола у 8 испытуемых (28,57%) клиническая
выраженность тревоги отсутствовала, у 12 испытуемых (42,86%) её уровень
квалифицировался — как субклинический, у 8 испытуемых (28,57%)
— как клинический. В группе лиц женского пола у 15 испытуемых
(35,71%) клиническая выраженность тревоги отсутствовала, у 23 испытуемых
(54,76%) её уровень квалифицировался — как субклинический, у 4
испытуемых (9,52%) — как клинический.
В группе лиц мужского пола у 10 испытуемых (35,71%) клиническая
выраженность депрессии отсутствовала, у 15 испытуемых (53,57%) её
уровень квалифицировался — как субклинический, у 3 испытуемых
(10,71%) — как клинический. В группе лиц женского пола у 21
испытуемых (50,00%) клиническая выраженность депрессии отсутствовала,
у 20 испытуемых (47,62%) её уровень квалифицировался — как
субклинический, у 1 испытуемой (2,38%) — как клинический.
Результаты иллюстрируют рисунки 5 и 6.
Рисунок 5. Выраженность тревоги в исследуемых группах по
уровням (в %).
Рисунок 6. Выраженность депрессии в исследуемых группах по
уровням (в %).
Все полученные данные были подвергнуты корреляционному анализу
с использованием коэффициента ранговой корреляции R Спирмена, т.к.
не все полученные распределения соответствовали нормальному по
критерию Z Колмогорова–Смирнова. Результаты корреляционного
анализа представлены в таблице 4.
В обеих группах выявлена статистически достоверная положительная
корреляционная связь возраста с уровнем образования (R=+0,537,
p<0,003 и R=+0,510, p<0,000 для лиц мужского и женского пола,
соответственно), что отражает естественную тенденцию для исследуемой
выборки. Интересно, что у лиц мужского пола с возрастом уменьшается
выраженность клинической симптоматики депрессии (R=-0,430, p<0,022),
а у лиц женского пола — тревоги (R=-0,315, p<0,042).
Выявлены различия в корреляционных связях между показателями
выраженности субъективного переживания чувства одиночества и
клинической симптоматикой тревоги исследуемых группах. У лиц
мужского пола данные показатели не связаны, тогда как у лиц
женского пола — связаны положительно (R= +0,368, p<0,017).
Выраженность субъективного переживания чувства одиночества
статистически достоверно положительно связана с выраженностью
руминации в обеих группах (R=+0,441, p<0,017 и R=+0,467,
p<0,002, соответственно для лиц мужского и женского пола).
Однако, у лиц мужского пола выраженность субъективного
переживания чувства одиночества статистически достоверно
положительно связана с такими компонентами руминации как
навязчивые размышления (R=+0,400, p<0,032) и навязчивые
депрессивные переживания (R=+0,473, p<0,047).
У лиц женского пола — только с выраженностью всех
компонентов руминации: склонностью с рефлексией и самоанализу
(R=+0,315, p<0,040), навязчивыми размышлениями (R=+0,314,
p<0,040) и депрессивными переживаниями (R=+0,477, p<0,001).
Выраженность тревоги статистически достоверно положительно
связана в обеих группах с выраженностью руминации (R=+0,399,
p<0,035 и R=+0,377, p<0,014 для лиц мужского и женского пола,
соответственно) и таким её компонентом как навязчивые депрессивные
переживания (R=+0,441, p<0,019 и R=+0,353, p<0,022 для
лиц мужского и женского пола, соответственно).
Выявлены различия в корреляционных связях между показателями
клинической симптоматикой тревоги и особенностями руминации в
исследуемых группах. У лиц женского пола выраженность тревоги
статистически достоверно положительно связана с выраженностью
такого компонента руминации как склонность к рефлексии и
самоанализу (R=+0,331, p<0,032), тогда как у лиц мужского пола
— не связана.
Выявленные корреляции иллюстрирует рисунок 7.
Выявленные корреляционные связи между аналогичными параметрами
оценки методик, направленных на изучение субъективного переживания
чувства одиночества и тревожно–депрессивных переживаний, с
параметрами оценки методики «Шкала руминации»
свидетельствуют о внешней валидности данной методики. Также выявленные
показатели интеркорреляционных связей между шкалами данной методики
свидетельствуют о её внутренней конструктивной валидности. Тем не
менее, следует отметить, что на мужской части выборки субшкала,
измеряющая выраженность такого компонента руминации как склонность к
рефлексии и самоанализу, показала недостаточную надёжность и требует
доработки.
Рисунок 7. Корреляционный граф полученных связей.
Основные выводы
1. Лица мужского и женского пола молодого
возраста статистически достоверно не различаются по выраженности
субъективного переживания чувства одиночества. Большая часть
испытуемых имеет низкий уровень данного показателя: 55,17% лиц
мужского пола и 65,12% лиц женского пола, соответственно.
2. Лица мужского и женского пола молодого
возраста статистически достоверно не различаются по выраженности
тревожно–депрессивных переживаний.
3. Лица мужского и женского пола молодого
возраста статистически достоверно не различаются по выраженности
руминации. На уровне тенденций склонность к руминации более выражена
у лиц женского пола.
4. Выраженность субъективного переживания
чувства одиночества, тревожно–депрессивных переживаний и
руминации статистически достоверно связаны у лиц молодого возраста
и характеризуются специфичностью у лиц мужского и женского пола.
У лиц мужского пола ведущим фактором в структуре руминации являются
депрессивные переживания, у лиц женского возраста — тревожные.
5. Апробируемая методика «Шкала
руминации» в целом обладает достаточной внешней и внутренней
валидностью, однако требует доработки и проверки ретестовой
устойчивости.
_______________________
* Примечание: авторы выражают признательность студенту
факультета клинической психологии ГБОУ ВПО «МГМСУ им.
А.И. Евдокимова» Минздрава России А. Королеву за помощь
в сборе эмпирического материала. ↑
Литература
1. 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.
– № 5. – С. 80-86.
2. Колпаков Я.В. Оценка феномена руминации
у лиц, зависимых от алкоголя: материалы Международ. молодежного
научн. форума «ЛОМОНОСОВ-2013» / отв. ред. А.И. Андреев,
А.В. Андриянов, Е.А. Антипов, К.К. Андреев, М.В. Чистякова [Электр. ресурс].
URL: http://lomonosov-msu.ru/archive/Lomonosov_2013/2232/7180_455a.pdf
3. Лапшина Т.Ю. Психологические особенности
переживания одиночества у лиц, находящихся в условиях групповой
(тюремной) изоляции: дис. … канд. психол. наук. –
Ростов-на-Дону, 2007. – 181 с.
4. Маркова М.В. Депрессивные расстройства
в сети первичной медицинской помощи: из «диагностических
невидимок» – на арену общемедицинской практики //
Medix Anti-Aging. – 2009. – № 5(11). –
С. 18-22.
5. Погосов А.В. Посттравматические стрессовые
расстройства и коморбидные состояния у военнослужащих (клиника,
факторы риска, терапия): монография. – Курск: КГМУ, 2006.
– 268 с.
6. Погосов А.В. Коморбидность психических и
наркологических заболеваний (клинические и терапевтические аспекты).
– Курск: КГМУ, 2009. – 284 с.
7. Погосов А.В. Психопатологические механизмы
коморбидной взаимосвязи психических и наркологических заболеваний //
Акт. вопросы погран. психич. патологии (биопсихосоц. подход): материалы
Всеросс. научн.-практ. конф. с международн. уч. – Курск: КГМУ,
2013. – С. 193-199.
8. Cмулевич А.Б. Депрессии при соматических
и психических заболеваниях. – М: МИА, 2007. –
427 с.
9. Цыбина М.И. Опыт клинического применения
амитриптилина, флувоксамина и тианептина в терапии депрессивных
расстройств // Психиатрия и психофармакотерапия. – 2000.
– Т. 2, № 6. – С. 187-190.
10. Ялтонская А.В. Предикторы эффективности
групповой когнитивно-поведенческой психотерапии в комплексном
лечении депрессивных расстройств непсихотического уровня: дисс.
… канд. мед. наук. – Москва, 2013. – 272 с.
11. Caselli G., Ferretti C., Leoni M.,
Rebecchi D., Rovetto F., Spada M.M. Rumination as a predictor of
drinking behaviour in alcohol abusers: a prospective study //
Addiction. – 2010 Jun. – Vol. 105(6). –
P. 1041-1048.
12. Martin L.L., Tesser A. Some ruminative
thoughts // R.S. Wyer Jr. (Ed.), Ruminative thoughts. –
Mahwah, NJ: Erlbaum, 1996. – P. 1-47.
13. Nolan S.A., Roberts J.E., Gotlib I.H.
Neuroticism and ruminative response style as predictors of change in
depressive symptomatology // Cognitive Therapy and Research.
– 1998. – 22(5). – P. 445-455.
14. Nolen-Hoeksema S. Responses to
depression and their effects on the duration of depressive episodes //
Journal of Abnormal Psychology. – 1991. – Vol. 100.
– P. 569-582.
15. Nolen-Hoeksema S., Parker, L.E.,
Larson J. Ruminative coping with depressed mood following loss //
Journal of Personality and Social Psychology. – 1994.
– Vol. 67(1). – P. 92-104.
16. Nolen-Hoeksema S. The Role of Rumination
in Depres¬sive Disorders and Mixed Anxiety/Depressive Symptoms
// Journal of Abnormal Psychology. – 2000. – Vol. 109.
– P. 504-511.
17. Nolen-Hoeksema S., Harrell Z.A. Rumination,
depression, and alcohol use: Tests of gender differences //
Journal of Cognitive Psychotherapy. – 2002. –
Vol. 16. – P. 391-403.
18. Rose A.J. Co-rumination in the friendships
of girls and boys // Child Development. – 2002. –
Vol. 73, № 6. – P. 1830-1843.
19. Stone L.B., Hankin B.L., Gibbe B.E.,
Abela J.R.Z. Co-rumination predicts the onset of depressive disorders
during adolescence // Journal of Adolescence. – 2011.
– Vol. 32. – P. 19-37.
20. Treynor W., Gonzalez R., Nolen-Hoeksema S.
Rumination Reconsidered: A Psychometric Analysis // Cognitive
Therapy and Research. – 2003 June. – Vol. 27,
№ 3. – P. 247-259.
Ссылка для цитирования
УДК 616.895.4-053.82
Колпаков Я.В., Ялтонский В.М. Феномен руминации в структуре тревожно–депрессивных
переживаний у лиц молодого возраста [Электронный ресурс] // Медицинская психология в России:
электрон. науч. журн. – 2013. – N 3 (20).
– URL: http://medpsy.ru (дата обращения: чч.мм.гггг).
Все элементы описания необходимы и соответствуют ГОСТ Р 7.0.5-2008
"Библиографическая ссылка" (введен в действие 01.01.2009). Дата обращения [в формате
число-месяц-год = чч.мм.гггг] – дата, когда вы обращались к документу и он был доступен.
|