Психометрическая модель предполагает, что генетические и средовые факторы, влияющие на дисперсию, общую для трех групп экспертов, влияют на оценки экспертов не напрямую, а скорее на каждую из трех оценок через общий латентный фактор (рисунок). Данный фактор представляет собой общую для всех экспертов дисперсию, отражающую индивидуальные различия в предрасположенности к проблемам поведения, которая наблюдается всеми экспертами. Другими словами, эта модель выделяет консенсус между экспертами из оценки дисперсии каждого эксперта и таким образом представляет оценку проблем, общую для всех экспертов. Психометрическая модель является более лаконичной, чем биометрическая, поскольку она оценивает меньшее количество параметров.
Модель эффекта установки эксперта разделяет дисперсии и ковариации оценок трех групп экспертов на три компонента: (1) надежную вариативность черты, свободную от эффекта установки эксперта и разделяемую всеми экспертами (понимается как надежный консенсус между экспертами);
(2) эффект установки эксперта - коррелированные между близнецами ошибки каждого эксперта;
(3) ошибка измерения - остаточная часть дисперсии, некоррелированная между близнецами. В противоположность биометрической и психометрической моделям, модель установки эксперта предполагает, что только дисперсия, общая для всех экспертов, является ценной и информативной. Модель постулирует, что надежная, общая для экспертов часть дисперсии связана с действием общего набора генетических и средовых факторов. Оставшаяся часть дисперсии объясняется ненадежностью и разделяется на компонент, связанный с влиянием установки эксперта, и компонент, связанный с ошибкой измерения. Модель установки эксперта - самая лаконичная из трех моделей, поскольку позволяет оценивать меньшее количество параметров.
После подбора модели, наиболее соответствующей данным, на втором этапе тестировалась необходимость учета половых различий в структуре фенотипической дисперсии исследованных признаков. Для этого с полной моделью половых различий последовательно сравнивались три редуцированные модели: модель "общих эффектов", модель "шкалы" и "нулевая модель", предполагающая отсутствие половых различий [37].
Полная модель половых различий позволяет (1) оценить размер вклада генетических и средовых факторов в фенотипическую дисперсию у мальчиков и девочек и (2) определить, влияет ли один и тот же набор генов или факторов общей среды на вариативность исследованного признака у мальчиков и девочек. В качестве переменных, влияющих на латентный фенотип близнеца женского и мужского пола, модель включает специфичные для женского и мужского пола аддитивные генетические (А/ и Am), неаддитивные генетические (D/ и Dm), общесредовые (Cf и Cm) и индивидуально-средовые (Ef и Ет) эффекты. Кроме того, моделируется параметр генетического сходства в группе разнополых близнецов, (параметр J): корреляция между генетическими факторами в парах разнополых ДЗ близнецов не фиксируется на уровне 0.5 (как для ДЗ близнецов), а может варьировать в пределах от 0.5 до -0.5.
Для однополых пар ДЗ близнецов корреляции аддитивных и неаддитивных генетических эффектов фиксированы (а = 0.5 для аддитивных генетических эффектов). Эта корреляционная структура предполагает, что генетические эффекты представляют собой общие наборы генов, влияющих на признак у мальчиков и девочек; однако, поскольку коэффициент j не фиксирован, размер общих эффектов может отличаться у мальчиков и девочек. Значимые оценки их эффектов свидетельствуют, что набор генов, который влияет на признак у мальчиков, не идентичен набору генов, влияющему на тот же признак у девочек.
Модель "общих эффектов" предполагает наличие только количественных различий в структуре фенотипической дисперсии между полами. В данной модели генетическая корреляция между разнополыми близнецами приравнивается к 0.5. В результате только те генетические влияния, которые являются общими для мужчин и женщин, объясняют фенотипическую дисперсию и ковариацию. Несмотря на то что гены могут быть те же самые, сила их эффекта может варьировать между полами. Эта редуцированная модель может быть сравнена с полной моделью половых различий на основе теста разницы в ч2 с одной степенью свободы. Модель оценивает шесть параметров.
Разведение полной модели половых различий и модели "общих эффектов" возможно на основе анализа ковариации разнополых ДЗ близнецов; если эта ковариация достоверно ниже, чем теоретически ожидаемая на основе генетических эффектов, общих для обоих полов, то имеются свидетельства специфичных для пола эффектов. Другими словами, редуцированная модель без этих эффектов не должна соответствовать данным значимо хуже, чем полная модель половых различий. На основе анализа корреляций ДЗ однополых и разнополых близнецов можно предположить, играют ли роль в вариативности исследуемой характеристики эффекты, специфичные для полов. Это предположение окажется возможным, если корреляция разнополых близнецов существенно ниже корреляции однополых ДЗ близнецов.
Модель "шкалы" является гнездовой для полной модели половых различий и модели общих эффектов. В модели "шкалы" не только исключены эффекты, специфичные для пола; в ней компоненты дисперсии в группе девочек приравнены к произведению константы (k2) и компонент дисперсии в группе мальчиков (а2f = k2a2m, (d2f = k2d2m и e2f= k2e2m). В результате стандартизированные оценки параметров модели (например, коэффициенты наследуемости) равны у представителей разных полов, хотя наблюдаются достоверные различия в нестандартизированных оценках компонент дисперсии между мальчиками и девочками. Таким образом, модель предполагает половые различия в размере дисперсий и оценивает четыре параметра. Тестирование модели "шкалы" целесообразно, когда наблюдаются достоверные различия в дисперсии между полами.
Полная модель "шкалы" может быть сравнена с полной моделью "общих эффектов" на основе теста разницы в k2 с двумя степенями свободы. Аналогично модель шкалы может быть сравнена с моделью, в которой не учитываются половые различия (k2 = 1.0), на основе теста разницы в ч2 с одной степенью свободы.
Перечисленные модели не являются полным списком всех возможных гнездовых моделей для полной модели половых различий. В рамках каждой из этих моделей возможно тестирование значимости генетических и средовых эффектов. На последнем этапе тестировалась значимость различных компонентов дисперсии: общих и уникальных для каждого из экспертов аддитивно-генетических и общесредовых влияний. Метод максимального правдоподобия использовался для оценки параметров в генетических моделях [37,38].
Таблица 1. Внутренняя согласованность шкал проблем опросников CBCL, YSR и TRF: сравнение американской выборки стандартизации [2 - 4] и российской выборки близнецов
|
Шкалы |
CBCL |
YSR |
TRF |
||||||
|
n |
Коэффициент надежности альфа |
n |
Коэффициент надежности альфа |
N |
Коэффициент надежности альфа |
||||
|
Замкнутость |
9 |
.78 |
.76-.81 |
7 |
.60 |
.84 |
9 |
.78 |
.83-.84 |
|
Соматические проблемы |
9 |
.93 |
.68-.79 |
9 |
.75 |
.71 |
9 |
.95 |
.72-.84 |
|
Тревожность/депрессия |
14 |
.85 |
.86-.88 |
16 |
.78 |
.80 |
19 |
.89 |
.88-.89 |
|
Социальные проблемы |
8 |
.84 |
.72-.76 |
8 |
.58 |
.74 |
13 |
.85 |
.84-.87 |
|
Трудности мышления |
7 |
.71 |
.62-.70 |
7 |
.65 |
.78 |
8 |
.75 |
.63-.72 |
|
Трудности внимания |
11 |
.82 |
.83-.84 |
9 |
.60 |
.79 |
20 |
.87 |
.94-.95 |
|
(Невнимание) |
|
|
.73-.84 |
|
|
|
14 |
.87 |
.93 |
|
(Гиперактивность-импульсивность) |
|
|
.89-.92 |
|
|
|
10 |
.76 |
.93 |
|
Делинквентность |
13 |
.78 |
.76-.81 |
11 |
.67 |
.81 |
9 |
.81 |
.69-.82 |
|
Агрессивность |
20 |
.89 |
.68-.79 |
19 |
.80 |
.86 |
25 |
.93 |
.96-.97 |
|
Проблемы интернализации |
32 |
.90 |
.89-.92 |
32 |
.86 |
.90 |
37 |
.92 |
.90-.92 |
|
Проблемы экстернализации |
33 |
.92 |
.93 |
30 |
.85 |
.90 |
34 |
.94 |
.95-.96 |
|
Общие проблемы |
118 |
.96 |
.96 |
117 |
.92 |
.95 |
131 |
.97 |
.97-.98 |
Примечание. В скобках приведены шкалы, которые относятся только к TRF.
РЕЗУЛЬТАТЫ И ИХ ОБСУЖДЕНИЕ
Психометрическая характеристика опросника. Полученные на близнецовой выборке показатели внутренней согласованности шкал подростковой, родительской и учительской форм опросников свидетельствуют об их надежности и в целом сопоставимы с данными, полученными на выборке стандартизации (табл. 1). Все шкалы проблем достигли адекватного уровня надежности (0.60 - 0.96). Показатели внутренней согласованности варьировали от 0.85 до 0.97 для интегральных шкал и от 0.60 до 0.95 для специфических шкал. Самые низкие показатели согласованности получены для подростковой формы опросника.
Кроссэкспертная согласованность оценок поведенческих и эмоциональных проблем разными группами экспертов (подростками, родителями и учителями) в целом соответствовала данным исследований в области детской и подростковой психологии [5]. Для всех шкал, за исключением шкалы "Трудности мышления", корреляции между оценками подростков, родителей и учителей были значимы на уровне р < 0.01 и варьировали от 0.106 до 0.440. Средние коэффициенты корреляции составили: для оценок учителей и родителей - 0.29, учителей и подростков - 0.23, родителей и подростков - 0.21. Для всех шкал опросника средняя корреляция оценок родителей и подростков - 0.24. Эти коэффициенты сравнимы со средними коэффициентами кроссэкспертных корреляций, полученными в результате метаанализа данных разных опросников, составивших: для оценок родителей и учителей - 0.27, подростков и родителей - 0.25, подростков и учителей - 0.20 [5].
Факторный анализ методом главных компонент, проведенный на материале оценок трех групп экспертов, выявил для каждой из шкал один фактор, собственное значение которого было больше 1.0. Результаты указывали, что каждая из трех экспертных оценок является валидным, но не идеальным индикатором предрасположенности к поведенческим или эмоциональным проблемам.
Описательные статистики. Сопоставление характеристик распределения родительских оценок поведенческих и эмоциональных проблем в российской выборке стандартизации и в близнецовой выборке не выявило между ними достоверных различий, за одним исключением. Так, у девочек-близнецов были значимо более высокие оценки по шкале интернализации по сравнению с их одиночно рожденными сверстницами 0(241) = -3.831; р = 0.000 [1]). Таким образом, несмотря на то, что близнецы могли подвергнуться большему количеству факторов риска, действующих в пре-, пери- и постнатальный период, эти неблагоприятные факторы не привели к возрастанию родительских оценок эмоциональных и поведенческих проблем у близнецов нашей выборки по сравнению с одиночно рожденными детьми. Исходя из того, что выраженность поведенческих и эмоциональных проблем в выборке близнецов и одиночно рожденных детей значимо не различалась, результаты близнецового исследования могут быть перенесены на популяцию одиночно рожденных детей.
Анализ половых и возрастных различий эмоциональных и поведенческих проблем, проведенный на материале средних оценок подростков, родителей и учителей, показал, что девочки получили значимо более высокие оценки по шкалам замкнутости (F(1.240) = 7.557, р = 0.006), тревожности/депрессии (F(1.240) = 15.302, р = 0.000) и интернализации (F( 1.240) = 13.234, р = 0.000), а мальчики - по шкалам нарушений внимания (F( 1.240) = 10.182, р = 0.002), делинквентности (F( 1.240) = 12.000, р = 0.001), агрессивности (F(1.240) = 12.585, р = 0.000) и экстернализации (F(1.240) = 14.200, р = 0.000). С возрастом снижался уровень выраженности социальной дезадаптации (F(4.237) = 5.412, р = 0.001), но увеличивались признаки делинквентного поведения (F(4.237) = 5.842, р = 0.001). Соматические жалобы и симптомы социальной дезадаптации значимо более выражены у 12 - 13-летних по сравнению с 16 - 17-летними подростками (t(241) = 1.179, р = 0.010). В группе 14 - 15-летних (t(241) = 1.527, р = 0.000) и 16 - 17-летних 0(241) = 1.524, p = 0.002) подростков значительно больше детей с симптомами делинквентного поведения, чем в группе 10 - 11-летних. Ни один из эффектов взаимодействия между переменными пола и возраста не был значимым.
Структурное моделирование (подбор моделей). Анализ многомерных генетических моделей2 для родительских, подростковых и учительских оценок эмоциональных и поведенческих проблем подростков показал, что психометрическая модель соответствует данным лучше, чем биометрическая модель и модель установки эксперта (см. табл. 2). Согласно психометрической модели, оценка каждого эксперта (родителя, подростка и учителя) включает как общий для всех экспертов, так и уникальный для каждого из них компоненты. Исходя из того, что биометрическая модель никогда не соответствовала данным лучше, чем психометрическая модель, можно предположить, что подростки, родители и учителя оценивают одну и ту же эмоциональную или поведенческую особенность подростка. Поскольку психометрическая модель описывала данные лучше, чем модель установки эксперта, то можно говорить о том, что различия в оценках экспертов связаны не только с ошибкой и установкой в оценке экспертов (например, в результате разных критериев, норм, стандартов), но и с аспектами реального поведения (фенотипа) ребенка, уникальными для восприятия каждого из экспертов. Полученные результаты согласуются с данными американского [28] и нидерландских [11, 13, 29, 52, 53] близнецовых исследований поведенческих и эмоциональных нарушений, выполненных на испытуемых разных возрастов. Ни одна из многомерных моделей не дала адекватного описания полученных данных для шкалы общей проблемности (х2(81) = 124.074, р = 0.001).
Результаты аппроксимации психометрической модели показали, что каждая группа респондентов предоставила достаточно надежную оценку эмоциональных и поведенческих проблем подростков: факторные нагрузки оценок каждой группы экспертов на общий фактор варьировали от 0.36 до 0.63. От 13 до 40% дисперсии оценок объяснялось общим латентным фактором. Оценки экспертов определялись общим восприятием поведения подростка, однако основная часть дисперсии оценок эмоциональных и поведенческих проблем объяснялась теми аспектами поведения ребенка, которые были уникальны для каждого из респондентов. Эти уникальные аспекты восприятия объясняли 60 - 87% дисперсии шкал проблем.
Страницы: 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10, 11, 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 29, 30, 31, 32
