Конструктная (факторная) валидность теста

Для оценки конструктной валидности использовался анализ главных компонент, поскольку другие методы факторного анализа требуют интервального измерения пунктов. На основе графика собственных значений выделено две главных компоненты, объяснявших 40% дисперсии. После ортогонального вращения несколько пунктов были нагружены обоими главными компонентами, что указывает на сильную корреляцию между двумя конструктами. После косоугольного вращения Облимин корреляция составила 0,34. Как известно, эксплораторный факторный анализ ограничивает корреляцию между факторами. В конфирматорном факторном анализе с двумя латентными переменными корреляция между ними составила 0,74. В совокупности эти результаты говорят об унитарности конструкта, и выделенные главные компоненты не могут рассматриваться в качестве самостоятельных диагностических инструментов.

Единственная компонента слабо нагружала два пункта (п. 14 «Я позволяю себе шутить и делать колкие замечания по поводу своего тела на людях» и п. 17 «Я замечаю за собой, что спрашиваю у других (друзей, партнеров, супругов) о том, как я выгляжу»). После их удаления все показатели качества факторного решения существенно улучшились. Компонента объясняла 35% общей дисперсии. В результате удаления двух пунктов общий рамер опросника сократился до 16 утверждений.

Решения, полученные в эксплораторном факторном анализе, не могут быть статистически обоснованы. В подобных случаях уверенность в корректности решения достигается повторением анализа с использованием других методов извлечения и вращения факторов, а также перекрестной валидизацией — случайным расщеплением выборки пополам и извлечением факторов независимо в каждой половине. В нашем случае разные способы работы с данными дали очень близкие результаты, что подтверждает валидность унитарной шкалы, состоящей из 16 пунктов. Среднее значение этой шкалы составляет 9,84, стандартное отклонение 6,93.

Критериальная валидность

Надежный и валидный критерий для валидизации опросника образа собственного тела подобрать нелегко. Так, соматоформные расстройства связаны с неудовлетворённостью собственным телом, но диагностические критерии в этом случае имеют более сложный характер. Тем не менее, ввиду клинической ориентации опросника образа собственного тела в качестве критерия валидизации нами использовался диагноз нарушений пищевого поведения, установленный по результатам клинического интервью. Несмотря на то, что этот критерий также несовершенен, исходим из сопряжения нервной анорексии и нервной булимии с искажением образа тела.

В связи с небольшим объемом выборки больных с расстройствами пищевого поведения (85 человек) все клинические формы расстройств были объединены в одну группу. Средние значения суммарных баллов ООСТ составляют 9,35 (s = 6,40) для здоровых и 19,27 (s = 9,59) для больных. Корреляция между суммарным баллом и фактом установленного расстройства пищевого поведения составляет лишь 0,394. Для различения групп адекватной мерой величины эффекта является индекс d Коэна с конвенциально принятыми пороговыми значениями 0,20 (малый эффект), 0,50 (средний эффект) и 0,80 (большой эффект). Задача оценки индекса d осложнена неравенством дисперсий и объемов выборок. Стабилизация дисперсий была достигнута переводом сырых баллов ООСТ в стенайны. Значения критерия t и индекса d вычислены по формулам для неравных выборок: t = 10,719 и d = 1,22, что указывает на очень большую величину эффекта.

Особенно успешно ООСТ различает группы здоровых и больных всеми клиническими подтипами нервной булимии и анорексией с эпизодами переедания и (или) компенсаторного поведения (DSM-IV) (т.е. все основные расстройства пищевого поведения без учета нервной анорексии ограничительного типа).

Надёжность теста

Надежность теста оценивалась как внутренняя согласованность пунктов. Коэффициент α Кронбаха равен 0,88, что соответствует отличной надежности. Надежность отдельных пунктов оценивалась как корреляция между данным пунктом и суммой баллов по остальным пунктам. Все пункты достаточно надежны, и при удалении любого из них общая надежность шкалы снижается.

Внутренняя структура

Опросник состоит из 16 пунктов-утверждений. Испытуемому предлагается оценить каждое утверждение по четырехбалльной шкале (0 - «никогда», 1 - «иногда», 2 - «часто», 3 - «всегда»). По шкале вычисляется один общий балл.

Интерпретация

Сырые баллы

Для подсчёта сырых баллов необходимо суммировать все баллы по всем пунктам шкалы. Значение сырых баллов 13 и выше говорит о выраженной неудовлетворённости собственным телом (чувствительность = 0,75 и специфичность = 0,74). Максимальный балл по шкале - 48.

Стенайны

Работать с сырыми баллами неудобно, поскольку разброс значений определяется количеством пунктов и диапазоном полученных значений. Это затрудняет сопоставление результатов, полученных с помощью разных методик. Во многих опросниках, как в случае с опросником образа собственного тела, сырые баллы не распределены по нормальному закону, поэтому для использования в статистическом моделировании необходимо модифицировать данные. Для практического применения удобен перевод в стенайны согласно следующей таблицы:

Практическая значимость

Опросник образа тела (ООСТ) представляет собой работоспособный психометрический инструмент, предоставляющий возможность оценки степени неудовлетворенности внешностью как составного компонента образа тела. Психометрические свойства ООСТ позволяют использовать его как в качестве скринингового инструмента в популяционных исследованиях и в качестве вспомогательного теста в процессе клинической диагностики.

Стимульный материал

Опросник образа собственного тела/Бланк

• ⇐ Назад
• 1
• 2
• 34