По данным Всемирной организации здравоохранения, распространенность самоубийств в мире составляет 10,6 на 100 000 человек [1], при этом каждые 40 с на планете в результате суицида умирает 1 человек [2]. Социальную значимость проблемы самоубийств наглядно демонстрирует такой показатель, как потерянные годы потенциальной жизни (years of life lost — YLL), составляющий 458,4 (438,5—506,1) на 100 000 населения во всем мире [3]. При этом в возрастной группе 15—29 лет — одном из наиболее продуктивных периодов жизни — суицид занимает второе место среди всех причин смерти [1]. В Российской Федерации, несмотря на устойчивый тренд к снижению частоты самоубийств в предшествующие 20 лет, показатель распространенности суицидов по-прежнему превышает средние показатели для европейского региона [1].

Суицидальное поведение представляет собой комплексный феномен, в генез которого вовлечено множество биологических, социальных и психологических факторов [4—7]. В настоящее время в суицидологии большую популярность приобрела концепция «диатез-стресса», которая фокусируется одновременно на предрасполагающих и сенсибилизирующих факторах, повышающих риск развития суицидального поведения, и стрессовых факторах, способствующих его развитию [8—11]. В то же время данная модель не уделяет должного внимания различиям между факторами, участвующими в формировании суицидальной идеации, и теми, что вовлечены в развитие суицидального поведения. Большинство исследований подтверждает, что суицидальные мысли значительно более распространены, чем суицидальные попытки. Так, по данным M. Nock и соавт. [12], на 1 совершающего суицидальную попытку приходится 2—3 с суицидальными мыслями. Более того, лишь в 7% случаев переход от мысли к попытке ассоциирован с воздействием известных факторов риска суицидальности, вклад которых в развитие суицидальных идеаций достигает 60% [12].

Накопленные данные свидетельствуют о необходимости дальнейшего изучения механизма перехода «от суицидальных мыслей к действию». С этих позиций проблема самоубийства рассматривается в трехступенчатой модели суицидального поведения E. Klonsky и соавт. [13]. Согласно данной концепции, первая ступень характеризуется сочетанием эмоциональной и/или физической боли с чувством безнадежности. Именно на первой ступени возникают суицидальные идеации, которые в дальнейшем потенциально могут прогрессировать до суицидальной попытки. Ко второй ступени относится дефицит «чувства сопричастности» (вовлеченность в отношения, устойчивая ролевая позиция), который повышает вероятность перехода от мыслей к попытке. Третья ступень включает дополнительные факторы готовности к совершению попытки, такие как низкий болевой порог, опыт несуицидального самоповреждающего поведения, отсутствие страха перед болью/смертью, а также осведомленность о технических аспектах совершения высоколетальной попытки и доступ к инструментам ее реализации.

Другим набирающим популярность подходом к исследованиям проблемы суицида является так называемый позитивный подход, фокусирующийся не столько на факторах риска, сколько на переменных, связанных с устойчивостью к суицидальному поведению, — суицид-протективных факторах. Большинство антисуицидальных переменных относится ко второй ступени модели [13], а их иллюстрацией могут служить разнообразные факторы резилентности [14—16], в том числе «причины для жизни» («Reasons for living») [17—19].

Концепция «причин для жизни», разработанная M. Linehan и соавт. [17], представляет собой систему убеждений, благодаря которой человек «держится за жизнь» и «не убивает себя», даже когда возникает такое желание. Для их оценки авторами был разработан специальный опросник «Причины для жизни» (RFL-48), состоящий из 6 субшкал, отражающих потенциально адаптивные установки и ожидания (adaptive beliefs and expectancies): «убеждения относительно выживания и совладания», «ответственность перед семьей», «забота о детях», «страх самоубийства», «страх социального осуждения» и «моральные запреты». В окончательную версию опросника вошли 48 утверждений, каждое из которых должно быть оценено испытуемым по 6-балльной шкале Ликерта (1 — совсем не важно, 6 — очень важно). Более высокие показатели указывают на наличие причин для жизни и меньшую вероятность суицидальной попытки.

Последующими исследованиями, проведенными как в клинических, так и в неклинических выборках [20—22], было продемонстрировано, что причины для жизни играют протективную роль в отношении как возникновения суицидальных мыслей, так и перехода от идеации к попытке [23—25]. Негативные корреляции между суицидальными мыслями и количеством баллов RFL были выявлены у лиц с отягощенным по суицидальным попыткам анамнезом [22, 26]. Более того, было установлено, что каждый балл RFL-48 снижает вероятность совершения суицидальной попытки на 3,4% [27]. Существенным достоинством данного опросника явилось то, что с его помощью стало возможным косвенно оценивать суицидальный риск у людей, по каким-то причинам не настроенных на раскрытие суицидальных переживаний.

Опросник «Причины для жизни» был переведен и валидизирован на 7 языках [18, 28], при этом некоторыми исследователями были обнаружены существенные отличия факторной структуры адаптированных версий от оригинальной [29—31]. Психометрические свойства опросника различались не только в зависимости от этнических и культуральных особенностей конкретной выборки, но также зависели от наличия или отсутствия психического расстройства [28, 32]. На основе оригинального опросника RFL-48 были разработаны модификации, адресованные специальным популяциям, например ветеранам боевых действий [33], учащимся колледжей [31], лицам подросткового [34] и старшего [35] возрастов. Результаты исследования психометрических свойств русскоязычной версии опросника, проведенного на выборке пациентов с непсихотическими психическими расстройствами (НПР), выявили, что факторная структура российской версии RFL приближена к оригинальной, за исключением выделения дополнительного фактора, связанного со страхом неудачи при совершении попытки самоубийства.

Несмотря на то что опросник RFL-48 показал себя надежным инструментом оценки суицидального риска в научных исследованиях, значительное время, требуемое для его заполнения, ограничивало применение этого инструмента в рутинной клинической практике [36]. В 1994 г. A. Ivanoff и соавт. [37] представили краткую версию опросника причин для жизни (bRFL) состоящую из 12 пунктов, при этом его факторная структура полностью соответствовала оригинальной версии RFL-48. Авторами было показано, что балл bRFL является независимым предиктором суицидальной идеации, даже с поправкой на депрессию и безнадежность, что нашло подтверждение в дальнейших исследованиях [38, 39]. Валидизация немецкоязычной версии опросника, проведенная на клинической (n=272) и неклинической выборках (n=339) [40], показала, что данная версия опросника имеет схожую с оригинальной 6-факторную модель, а причины для жизни модерируют связь депрессии с суицидальной идеацией.

До настоящего времени единственной валидизированной русскоязычной версией опросника «Причины для жизни» оставалась оригинальная версия, включающая 48 утверждений, а подростковая версия на момент настоящего исследования прошла этап предварительной адаптации [41].

Цель настоящей работы — изучение психометрических свойств русскоязычной версии bRFL на российской популяции пациентов с НПР, а также тестирование гипотезы о связи суицидальной идеации с более низкими показателями по bRFL у данной группы больных.

Материал и методы

Исследование проведено на базе ГБУЗ «НПЦ им. Соловьева ДЗМ» в период с 2018 по 2020 г. В исследование включались пациенты старше 17 лет с НПР, при этом тяжелые соматоневрологические заболевания, шизофрения, шизоаффективное расстройство, а также когнитивный дефицит и недостаточные языковые компетенции, препятствующие правильному пониманию текста информированного согласия, вопросов интервьюера и утверждений самоопросника, являлись критериями исключения. Диагноз психического расстройства устанавливался врачом-психиатром в результате клинического интервью и основывался на критериях МКБ-10 [42]. Проводилась оценка ряда социодемографических показателей, таких как пол, возраст, уровень образования, трудоустройство и статус отношений. Для выявления суицидальных мыслей в течение последнего месяца мы использовали соответствующие вопросы структурированного интервью «Самоповреждающие мысли и поведение» (Self-Injurious Thoughts and Behavior Interview — SITBI) [43] — одного из наиболее подробных инструментов для изучения самоповреждающего поведения. Все пациенты самостоятельно заполняли русскоязычную версию bRFL.

Русскоязычная версия bRFL была получена путем выделения соответствующих пунктов из русскоязычной версии RFL-48, представленной в работе [28]. Данный перевод был сделан в соответствии со стандартными процедурами лингво-культуральной адаптации и валидизации [44]. Согласно рекомендациям [37], значение bRFL рассчитывалось как среднее арифметическое всех пунктов опросника, а значения его субшкал — как среднее арифметическое соответствующих подшкале вопросов.

Статистическая обработка проводилась в программе Statistical Package for the Social Sciences (SPSS 26) и модуле AMOS 22. Категориальные переменные представлены в виде «частота (процент)», а количественные — в виде «среднее (среднеквадратичное отклонение)» или «медиана (квартильный размах)».

Мы оценивали надежность и внутреннюю согласованность шкалы при помощи коэффициента альфа Кронбаха (α) и коэффициента альфа Кронбаха (α) при удалении пункта, а также скорректированного коэффициента корреляции между пунктом и общим итогом. Для оценки структуры опросника мы использовали эксплораторный факторный анализ методом главных компонент с применением вращения осей методом Варимакс. Нами исключались факторы с собственным значением <1.0 (критерий Кайзера).

Для проверки соответствия эмпирических данных предложенной факторной структуре проводился конфирматорный факторный анализ. В качестве метода расчета критериев согласия был выбран метод асимптотической непараметрической оценки. Степень соответствия модели экспериментальным данным оценивали по следующим критериям согласия: CMIN/DF (normed χ²) — нормированный χ², CFI (Comparative Fit Index) — сравнительный критерий согласия, SRMR (Standardized root mean square residual) — стандартизованный среднеквадратический остаток, RMSEA (Root mean square error of approximation) — квадратичная усредненная ошибка аппроксимации, PNFI (Parsimony normed fit index) — нормированный показатель соответствия с поправкой на экономичность.

Для оценки связи bRFL и ее субшкал с суицидальными мыслями мы выделили две группы пациентов: 1) без суицидальности, 2) с суицидальными мыслями в течение последнего месяца. Сравнение групп проводилось с помощью многомерного дисперсионнного ковариационного анализа (MANCOVA), где в качестве независимого фактора выступало наличие суицидальных мыслей, в качестве зависимой переменной — значения общего балла bRFL и его субшкал, а в качестве ковариаций — пол и возраст.

Исследование было одобрено локальным комитетом по научной этике ГБУЗ «НПЦ им. Соловьева ДЗМ».

Результаты

В исследование были включены 615 пациентов (403 (65,5%) женщины) с НПР в возрасте 18—82 лет (медианный возраст 27 (19) лет. Демографические и клинические переменные представлены в табл. 1. Наиболее частыми в нашей выборке были аффективные расстройства и расстройства личности. Это может быть объяснено тем, что набор проводился в стационаре для лечения НПР, в то время как больные с наиболее распространенными в популяции формами НПР часто не нуждаются в стационировании и преимущественно получают амбулаторную помощь. При этом в 15,1% случаев было выставлено 2 диагноза, в основном за счет сочетания расстройств личности с аффективной патологией и нарушениями пищевого поведения. Примерно у 45% пациентов в течение 1 мес возникали суицидальные мысли, при этом 12,8% (35 больных) из них в течение предшествующего месяца совершили суицидальную попытку.

Таблица 1. Социодемографические и клинические характеристики группы

Внутренняя структура русскоязычной версии оценивалась при помощи эксплораторного факторного анализа. Критерий Кайзера—Мейера—Олкина 0,830 и критерий сферичности Бартлетта χ²=2697,548; df=66; p<0,001 свидетельствуют об адекватности проведения факторного анализа в данной выборке. В результате факторного анализа было получено 6 факторов, объясняющих 80,22% дисперсии (табл. 2).

Таблица 2. Результаты факторного анализа и внутренняя согласованность субшкал bRFL

Величина 6,5 полученного критического коэффициента для многомерного эксцесса (critical ratio) свидетельствует об отклонении данных от многомерной нормальности. Установленные в результате конфирматорного факторного анализа индексы соответствия CMIN/DF 4,15, CFI 0,922, SRMR 0,062, RMSEA 0,072, PNFI 0,053 согласно современным представлениям демонстрируют посредственное соответствие предлагаемой модели эмпирическим данным. Поэтому в нашу модель было решено внести ковариации ошибок измерения наблюдаемых переменных, ориентируясь на наибольшие индексы модификации. В результате были внесены ковариации ошибок измерения пунктов «Мои религиозные убеждения это запрещают», «Моя семья зависит от меня и нуждается во мне», «Это неблагоприятно повлияет на моих детей», «Меня беспокоит, что обо мне подумают другие» и «Я боюсь непосредственно «акта» самоубийства (боли, крови, насилия)».

Предполагается, что для каждой зависимой переменной, помимо общей части, определяемой весовым вкладом детерминирующих ее известных независимых переменных, есть еще и специфичность, не вычисляемая в модели, но выражаемая латентной переменной ошибки измерения для наблюдаемых зависимых переменных. Ошибка измерения может возникать из двух источников: случайная ошибка измерения (в психометрическом смысле) и специфичная ошибка, т.е. возникающая из-за некоторой характеристики, которая считается специфической (или уникальной) для конкретной индикаторной переменной. Такая ошибка часто представляет собой неслучайную (или систематическую) ошибку измерения. В данном случае мы склонны интерпретировать дисперсию ошибки измерения не как случайную, а как специфичность переменной. Вероятнее всего, это связано с тем, что указанные пункты относятся к экстрапроекции суицидальной мотивации (к косвенным/опосредованным причинам антисуицидального поведения).

Полученные после корректировки модели результаты индексов соответствия CMIN/DF 2,98, CFI 0,956, SRMR 0,05, RMSEA 0,057, PNFI 0,497 показывают хорошее согласие модели и эмпирических данных.

Альфа Кронбаха русскоязычной версии bRFL составила 0,856. При исключении пунктов значение α варьировало в пределах 0,839—0,857 (см. табл. 3). Исключение 10-го пункта шкалы привело к увеличению α Кронбаха на 0,001, что существенно не повлияло на надежность и согласованность опросника. Показатели коэффициента α Кронбаха для различных факторов варьировали в пределах 0,636—0,850 (см. табл. 2).

Таблица 3. Статистика пунктов bRFL по отношению к суммарному баллу

Скорректированный коэффициент корреляции пункта с общим баллом шкалы варьировал в пределах 0,342—0,621, что указывает на значимые положительные корреляции между общим баллом опросника и его отдельными пунктами (см. табл. 3).

Получение значения bRFL варьировали в пределах 1—6 баллов. Средние значения 3,39, s 1,17, медиана 3,33, межквартильный размах 1,83. Описательная статистика для опросника представлена в табл. 4.

Таблица 4. Описательная статистика по субшкалам «Краткого опросника причин для жизни» (n=615)

В табл. 5 представлены данные MANCOVA. В результате анализа была выявлена значимая связь между наличием суицидальных идей и общим баллом bRFL и его отдельных субшкал (λ Уилкса=0,875; F=14,471; p<0,001; d=0,125), при этом пол пациентов не оказывал значимого влияния (F=1,845; p=0,088). Независимо от значимого влияния возраста (F=16,411; p<0,001) пациенты с суицидальной идеацией имели значимо меньшее количество баллов bRFL и его субшкал.

Таблица 5. Различия по общему баллу bRFL и его субшкалам в зависимости от наличия суицидальных мыслей (СМ)

Обсуждение

Результаты исследования демонстрируют хорошую внутреннюю согласованность русскоязычной версии опросника bRFL, сопоставимую с оригинальной [37] и немецкоязычной [40] версиями.

Факторная структура русскоязычной версии опросника совпадает с оригинальной и немецкоязычной версиями и полностью соответствует 6-факторной модели причин для жизни, предложенной M. Linehan и соавт. [17]. Выделение идентичных субшкал свидетельствует в пользу стабильности факторной структуры bRFL при использовании ее у представителей различных этнокультуральных и клинических групп. Это обстоятельство говорит о преимуществе короткой версии опросника перед оригинальной 48-пунктовой версией, чья факторная структура нестабильна и во многом зависит от особенностей исследуемой выборки. Так, например, в результате кросс-культуральной валидизации итальянской версии RFL-48 была получена 3-факторная модель [45], а S. McBee-Strayer и соавт. [46] у лиц с гомо- и бисексуальной ориентацией была выявлена сложная для интерпретации 13-факторная структура. Исследования русскоязычной версии оригинального опросника, проведенные на клинических и неклинических выборках, также выявили противоречивые результаты [28]. Выявляемая факторная нестабильность RFL-48 может быть связана с большим количеством вопросов, однако проверка данной гипотезы требует проведения дополнительного исследования bRFL на неклинической русскоязычной выборке.

Данные проведенного нами исследования согласуются с полученными ранее результатами, согласно которым в популяции пациентов с психическими расстройствами причины для жизни связаны с суицидальной идеацией [18]. Так, наши результаты указывают на связь более низких показателей bRFL с суицидальной идеацией, даже после контроля по таким факторам, как пол и возраст. Все это позволяет считать причины для жизни отражением антисуицидального потенциала личности.

Таким образом, русскоязычная версия bRFL представляет собой полезный, надежный и удобный для использования в повседневной практике инструмент оценки баланса между про- и антисуицидальными тенденциями у лиц с психическими расстройствами [47].

Настоящее исследование имеет ряд ограничений. Во-первых, диагностика психического расстройства проводилась на основании «экспертного мнения» врача-психиатра, проводившего клинико-психопатологическое обследование пациентов, и не подтверждалось результатами структурированного интервью. В связи с этим существует минимальный риск гиподиагностики психотических расстройств в анамнезе и ошибочной формулировки диагноза НПР. Во-вторых, при изучении связи bRFL с суицидальными мыслями мы не контролировали такие факторы риска, как уровень депрессии, безнадежность и т.д., что могло отразиться на результатах исследования. В-третьих, с учетом несоответствия факторной структуры RFL-48 в клинической и неклинической выборках полученные результаты bRFL должны экстраполироваться с осторожностью на людей, не имеющих диагноза психического расстройства, или лиц, страдающих расстройствами психотического спектра.

К сильным сторонам исследования относится последовательный набор сравнительно большого числа пациентов (>50 человек на вопрос), а также то, что социодемографические характеристики данной выборки отражают средние значения для пациентов с НПР. Данная фокус-группа имеет высокую вероятность развития суицидальности, которая не всегда может быть верно оценена инструментами, фокусирующимися непосредственно на факторах риска. Использование русскоязычной версии шкалы bRFL позволит как практикующему врачу, так и врачу-исследователю за короткое время провести оценку антисуицидального личностного потенциала пациента. Получаемые таким образом данные могут быть использованы для разработки таргетных реабилитационных программ для лиц с НПР, направленных на профилактику суицидального поведения через повышение устойчивости (резилентности).

Заключение

Результаты настоящего исследования указывают на то, что русскоязычная версия «Краткого опросника причин для жизни» представляет собой надежный и валидный инструмент оценки адаптивных установок и ожиданий, формирующих антисуицидальный барьер. Выявленная факторная структура полностью соответствует концепции причин для жизни [17] и сопоставима с результатами оригинальной англоязычной и немецкоязычной версий шкалы.

Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.

The authors declare no conflicts of interest.