Психиатрия Психиатрия и психофармакотерапия им. П.Б. Ганнушкина
№04 2024

Adaptation and validation of the Physical Anhedonia Scale (Revised Physical Anhedonia Scale): psychometric properties of the Russian-speaking methodology

N.B. Lutova1, M.A. Khobeysh1, O.V. Makarevich1, M.O. Bocharova1,2, E.S. Gerasimchuk1, M.Yu. Sorokin1  
1 V.M. Bekhterev National Medical Research Centre for Psychiatry and Neurology;
2 King's College London, (KCL), United Kingdom

Abstract
The phenomenon of anhedonia, reflecting a decrease in the ability to experience pleasure from subjectively pleasant everyday aspects of life, is of high importance for mental health, being part of the symptoms of chronic mental and somatic diseases. Despite the popularity and widespread use of various methods for assessing anhedonia, adaption and validation procedures for the physical anhedonia scale in the Russian-speaking sample have not been yet carried out.
Objective: adaptation and validation of the Revised Physical Anhedonia Scale (RPAS, Chapman L.J., Chapman J.P., 1970-1980) on a Russian-speaking sample of respondents. 
The total sample of 907 people: 1) "population group" – the online survey respondents – 710 (78.3%); 2) "inpatient patients" – 197 (21.7%) – with diagnoses F2, F3, F0, F4 and F6 (ICD-10). The translation of the original questionnaire (RPAS) into Russian and its language adaptation, assessment of internal and external validity – convergent (with the Social Anhedonia Assessment Scale (RSAS)) and discriminant (with the Adverse Childhood Experience Questionnaire (ACEQ)) were carried out. The average total RPAS score (N = 907) was M(SD) = 15.3 (9.413), Me = 13 (IQR 8-20). The Cronbach's α for the total sample was 0.90; KMO = 0.88; Bartlett test – p <0.001. Alternative models were considered in the exploratory factor analyses results: with 1, 2, 3, 12 factors. The single-factor model turned out to be the most stable (27% of the variance). Its’ confirmatory factor analyses (56 points) was performed: AIC = 21174.3, BIC = 21635.3, CFI = 0.566, TLI = 0.556, RMSEA = 0.061 (0,50…0,63). ROC analysis: the optimal threshold level for maximum discrimination was 18.5 points, sensitivity – 75.98%, and specificity – 48.72%. Сonvergent (RSAS; rho = 0.474; p <0.001), and discriminant (ACEQ; rho = 0.154; p = 0.207) validity was confirmed. Despite certain limitations of the proposed model, based on the experience of foreign studies, considering RPAS as a unidimensional scale evaluating the multifactorial phenomenon of physical anhedonia seems preferable. At the same time, the complexity of the studied construct requires continued research.
The results of the study indicate satisfactory psychometric properties of the Russian-language version of RPAS, which makes it possible to use it for a Russian-language sample. 
Keywords: anhedonia, questionnaire, physical anhedonia, systemic inflammation, metabolic syndrome.
For citation: Lutova N.B., Khobeysh M.A., Makarevich O.V., Bocharova M.O., Gerasimchuk E.S., Sorokin M.Yu. Adaptation and validation of the Physical Anhedonia Scale (Revised Physical Anhedonia Scale): psychometric properties of the Russian-speaking methodology. Psychiatry and psychopharmacotherapy. 2024; 4: 25–34. DOI: 10.62202/2075-1761-2024-26-4-25-34.

Введение 

Феномен ангедонии, отражающий снижение или отсутствие способности испытывать удовольствие от обычных повседневных аспектов жизни [56], имеет высокую значимость для психического здоровья, являясь частью психопатологической симптоматики хронических психических заболеваний: шизофрении и депрессии [3,52]. Последующие исследования обнаружили высокую распространенность ангедонии при широком круге различных патологических состояний, продемонстрировав ее трансдиагностическую природу. По данным систематического обзора и метаанализа 168 исследований [70], расстройства, связанные с ангедонией, не ограничиваются лишь аффективными и расстройствами шизофренического спектра, но также включают: зависимость от психоактивных веществ [46, 61], тревогу [27], события, связанные с суицидом [41], посттравматическое стрессовое расстройство [50, 55], аутизм [20], обсессивно-компульсивное расстройство [75], болезнь Паркинсона [34]. Проявления ангедонии встречаются и при соматической патологии: у больных с инсультом [63], сердечно-сосудистыми [53, 71] и эндокринными заболеваниями [13, 25, 51]. 
Ангедония ассоциирована с рядом негативных последствий: уменьшением длительности и снижением качества ремиссии психических [39] и соматических расстройств [13]; качества жизни [7] и психосоциального функционирования пациентов с депрессией и шизофренией [12, 22, 73] и, что особенно важно, состоянием физического здоровья у психически больных. Так, у пациентов с депрессией и ангедонией метаболический синдром развивается чаще (в 43,6%) в сравнении с пациентами, страдающими депрессией, но не имеющими ангедонию среди симптомов (36,4%) [49].
Многочисленные исследования связывают ангедонию с нейротрансмиттерным дисбалансом в системе вознаграждения, с вовлечением различных областей мозга [26, 76] и дисрегуляцией дофаминовой системы [28, 69]. Отмечается взаимосвязь воспаления и ангедонии при аффективных [30], тревожных расстройствах [23] и шизофренического спектра [38]. Так, повышение показателей периферического воспаления (цитокинов, С-реактивного белка), согласно зарубежным исследованиям, взаимосвязано со способностью испытывать удовольствие [30]. В то же время имеются сведения о том, что и воспаление, и ангедония, независимо друг от друга, ассоциированы с увеличением резистентности к терапии антидепрессантами [57, 72]. 
Теоретические представления о феномене ангедонии характеризуются многообразием подходов. Так, согласно одному из них, ангедонию подразделяют на консуматорную, отражающую непосредственно получаемое в процессе осуществления поведенческого акта удовольствие, и антиципаторную, представляющую собой предвкушаемое удовольствие от субъективно приятных видов деятельности [11]. Другой подход классифицирует ангедонию на физическую и социальную. В основе физической ангедонии лежит снижение способности испытывать удовольствие от физических ощущений и действий, таких как еда, прикосновения и секс, а человек, испытывающий физическую ангедонию, не может получать такого телесного удовольствия, как раньше [60, 65]. Социальная ангедония отражает снижение способности испытывать удовольствие от взаимодействия с другими людьми, в том числе с друзьями и семьей [9, 58]. Человек с социальной ангедонией предпочитает одиночество контакту с людьми, даже если раньше ему нравилось быть в обществе [8, 66]. Современные исследования ангедонии направлены на ее изучение в рамках концепции социального познания. Так, результаты исследовательского проекта RDoC (2014, 2016) указывают на взаимосвязь ангедонии с двумя из четырех выделяемых в проекте доменов социального познания: доменом системы отрицательной валентности (Negative Valence System domain, NVS) – реакциями, развивающимися на фоне фрустрации в ответ на переживания угрозы, потери или агрессии, и доменом социальных процессов (Social Processes domain, SP) – концепции опознавания социальных аспектов принадлежности, привязанности и коммуникации [24, 40, 59].
Разработка психометрических инструментов для оценки ангедонии опиралась на описанные выше представления о структуре феномена. Наиболее распространенными и признанными методиками можно считать «Шкалу удовольствия Фосетта-Кларка» (FCPS) [29], «Шкалу удовольствия Снейта-Гамильтона» (SHAPS) [64], «Шкалу дефицита и препятствий переживанию удовольствия» (HDIS) [33], «Шкалу оценки опыта удовольствия» (TEPS) [35, 36], «Шкалу социальной безопасности и удовольствия» 
(SA-SSPS) [37], Оксфордский опросник для оценки переживаний и опыта (O-LIFE) [47]. Перечисленные методики оценивают многомерный конструкт ангедонии в целом, либо преимущественно ее социальный аспект. И хотя «Шкала удовольствия Снейта-Гамильтона» и ее более поздняя версия SHAPS-C («Snaith-Hamilton Pleasure Scale – Clinician Administered») в большей степени затрагивает физическую, телесную составляющую гедонистических переживаний, SHAPS не несет в себе цели оценки непосредственно физической ангедонии. Несмотря на распространенность применения шкалы, референтные значения и стандартный метод подсчета баллов SHAPS длительное время оставались предметом дискуссии. 
Изначально оригинальные версии шкал для оценки физической и социальной ангедонии (Physical Anhedonia Scale; Social Anhedonia Scale) были разработаны L.J. Chapman и соавторами в 1970-80 гг. в составе Висконсинских шкал шизотипии (Wisconsin schizotypy scales (WSS)) – тестовых методик для оценки шизотипии и предрасположенности к психозу, включавших дополнительно «Шкалу перцептивной аберрации» (PAS) и «Шкалу магического мышления» (MIS) [17-19]. В дальнейшем оригинальные версии опросников были частично пересмотрены, так появились часто используемые в международной исследовательской практике опросники «Пересмотренная шкала социальной ангедонии» (RSAS) и «Пересмотренная шкала физической ангедонии» (RPAS). В то время как подтверждение психометрических свойств RSAS на выборке русскоязычных респондентов было проведено Рычковой О.В. и Холмогоровой А.Б. (2016), шкала RPAS процедурам адаптации и валидизации на русскоязычной выборке до настоящего времени не подвергалась [4].
RPAS позволяет оценить степень снижения удовольствия, получаемого от тактильных, обонятельных, вкусовых и любых других стимулов, связанных с физической активностью. Данный инструмент, изначально рассматриваемый разработчиками как унидименсиональный, показал высокую надежность, чувствительность и согласованность (α Кронбаха = 0,74-0,92), что послужило причиной его перевода и валидизации для различных стран и языковых групп [5, 14, 21, 32, 48, 54, 62]. Последующее изучение свойств RPAS, позволило части исследователей выделить факторную структуру инструмента, однако, количество выделяемых факторов и их состав в разных работах существенно различались. 
На основании вышесказанного очевидна высокая актуальность наличия адаптированного и валидизированного инструмента с подтвержденными психометрическими свойствами для оценки физической ангедонии у русскоязычной популяции. 

Цель исследования: проведение процедур адаптации и валидации для Пересмотренной шкалы физической ангедонии на русскоязычной выборке респондентов.

Материалы и методы

Исследовательская выборка, критерии включения/ невключения/ исключения
Исследовательская выборка состояла из 907 человек. В исследовании приняли участие респонденты двух групп: в первую (популяционную) вошли условно здоровые и лица, обращающиеся (на основании самоотчетов) к специалистам в сфере психического здоровья, во вторую – пациенты, находящиеся на добровольном стационарном лечении в отделении интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России.
Критерии включения: 1) подписание добровольного информированного согласия, 2) возраст респондентов от 18 до 70 лет, 3) способность заполнить опросники на русском языке. Критерии невключения для популяционной выборки отсутствовали; для стационарных пациентов были следующими: 1) наличие острой психотической или негативной симптоматики, ограничивающей возможность понимать смысл и выполнять процедуры исследования, 2) обострение соматических заболеваний, препятствующее выполнению процедур исследования. Общими критериями исключения для всех категорий респондентов были неполное заполнение пунктов опросника физической ангедонии RPAS и отказ от участия в исследовании на любом из его этапов.
Данные популяционной группы собирались с использованием онлайн-платформы опросов, где респонденты подтвердили свое добровольное информированное согласие на участие в исследовании и отвечали на вопросы, связанные с социально-демографическим статусом и состоянием здоровья, а также заполняли самоопросники. Участники второй группы были обследованы врачом-исследователем для верифицирования их психиатрического диагноза и актуального психического статуса. 
Процедуры исследования были рассмотрены и одобрены на заседании Независимого этического комитета при ФГБУ НМИЦ ПН имени В.М. Бехтерева Минздрава России в сентябре 2023 г. (ЭК-И-43/23).

Методы обследования 

Участники исследования заполняли самоопросники: Пересмотренную шкалу физической ангедонии, Шкалу оценки социальной ангедонии, Опросник неблагоприятного детского опыта.
Пересмотренная шкала физической ангедонии оценивает дефицит способности испытывать удовольствие от обычно приятных физических стимулов, таких как еда, секс и обстановка. RPAS состоит из 61 утверждения, оцениваемых дихотомически: «Верно» (1), «Неверно» (0), суммарный балл варьирует от 0 до 61 балла. Часть вопросов инвертированы (1, 2, 3, 5, 7, 8, 10, 11, 13, 14, 17, 22, 25, 27, 31, 36, 38, 39, 40, 41, 42, 44, 45, 46, 52, 53, 55, 56, 57, 60, 61) [17-19]. Высокие баллы указывают на тяжесть физической ангедонии. С целью изучения конвергентной валидности RPAS использовалась Шкала социальной ангедонии (RSAS), применяемая для оценки способности испытывать интерес и удовольствие от взаимодействия с социально-релевантными стимулами. Адаптированная для русскоязычной выборки Рычковой О.В., Холмогоровой А.Б. (2016) [4] методика состоит из 40 утверждений, предлагаемых респондентам для дихотомической оценки («Верно» / «Неверно»), часть пунктов являются инвертированными. Самоопросник характеризуется высокой валидностью и надежностью (α Кронбаха 0,853). Для оценки дискриминантной валидности использовался опросник неблагоприятного детского опыта (Adverse Childhood Experience Questionnaire; ACEQ) [1, 2, 31], состоящий из 10 утверждений, отражающих различные варианты неблагоприятных ситуаций в течение первых 18 лет жизни испытуемого. Инструмент имеет дихотомическую структуру вопросов, оценка выраженности неблагоприятного опыта прямо пропорциональна полученному общему баллу. Опросник характеризуется достаточным уровнем внутренней согласованности (α Крудера-Ричардсона 0,73).

Протокол исследования (последовательность этапов валидации) и методы статистической обработки
На первом этапе проводились перевод оригинального опросника с английского на русский язык и его языковая адаптация. Двумя независимыми переводчиками был произведен первичный перевод англоязычного инструмента с дальнейшим сопоставлением русскоязычных вариантов опросника и выбором наилучшей версии. На основании его обратного перевода третьим независимым переводчиком (носителем языка) в течение нескольких консультационных встреч участников рабочей группы по адаптации опросника был определен финальный русскоязычный вариант методики, сохранившей в себе 61 пункт оригинальной англоязычной версии.
Далее осуществлялись: оценка внутренней валидности (внутренняя согласованность, интеркорреляция пунктов опросника, эксплораторный (ЭФА) и конфирматорный факторный анализ (КФА) посредством использования нелинейного метода главных компонент для первичного выявления и последующего подтверждения факторной структуры опросника) и оценка внешней валидности – конвергентной и дискриминантной.
Для описания основных характеристик использовались следующие статистические методы: среднее значение (М) и стандартное отклонение (SD) для непрерывных переменных с нормальным распределением; медиана (Me) и межквартильный размах (IQR) для непрерывных переменных с ненормальным распределением. Категориальные переменные были представлены с помощью частот и процентов. Для анализа различий в общем балле по шкале RPAS между различными характеристиками респондентов использовались непараметрические тесты: тест Манна-Уитни, критерий Краскела-Уоллиса. Корреляционный анализ для изучения связи между непрерывными переменными проводился с использованием критерия Пирсона в случае нормального распределения данных и критерия Спирмена для данных с ненормальным распределением или для ранговых переменных. Дополнительно проводился ROC-анализ, рассчитаны ROC-кривые с определением значений AUC и порогового значения – с использованием Youden индекса получено оптимальное сочетание чувствительности и специфичности.
Изучение внутренней согласованности проводилось посредством расчета коэффициента α Кронбаха, а также анализа корреляций между отдельными пунктами (item-item correlation) и корреляций каждого пункта с общим итогом (item-total correlation).
Для определения доступности данных факторному анализу были применены тест Бартлетта на сферичность и мера адекватности выборки Кайзера-Мейера-Олкина (KMO). В рамках EFA использовался нелинейный метод главных компонент для идентификации первоначальной факторной структуры опросника, с последующей промакс-ротацией для улучшения ее интерпретируемости. 
Подтверждение факторной структуры проводилось с использованием КФА на второй половине выборки. Оценка качества модели КФА включала анализ нескольких показателей подгонки, таких как индекс Такера-Льюиса (TLI), корневое среднеквадратичное отклонение аппроксимации (RMSEA) и сравнительный индекс подгонки (CFI). Для выбора наилучшей модели также учитывались информационные критерии Акаике (AIC) и Байеса (BIC). 

Результаты

Описание обследованной выборки респондентов
Проанализированы результаты обследования 907 человек: 724 (79,82%) женщин и 183 (20,18%) – мужчин. Средний возраст респондентов составил 37,1 (11, 48) года. Общая характеристика выборки представлена в таблице 1.
Результаты анализа распределения суммарного балла RPAS в исследуемых группах, представленного на рисунке 1, не соответствовали параметрам нормальности за счет существенной правосторонней асимметрии А >0,5, обосновав использование непараметрических методов статистической обработки. Медиана суммарного балла RPAS в общей выборке составила 13 баллов (IQR 8-20), в популяционной выборке – 12 (IQR 8-18), в выборке стационарных больных – 18 баллов (IQR 11-25).
Изучались взаимосвязи и различия в суммарных баллах RPAS в зависимости от социально-демографических и клинических параметров респондентов (таблица 2). Необходимо отметить отсутствие значимых корреляций между суммарным баллом опросника RPAS и возрастом участников исследования. Статистически достоверные различия в баллах RPAS отмечались у респондентов в зависимости от пола, наличия инвалидности, трудового статуса и состояния психического здоровья (прохождения стационарного лечения на момент заполнения опросника).



 

Результаты исследования внутренней валидности русскоязычной шкалы RPAS
Внутренняя валидность шкалы оценивалась по коэффициенту α Кронбаха, который составил 0,90 для общей выборки, подтвердив высокий уровень согласованности элементов шкалы. Дополнительно для детальной оценки вклада каждого пункта в общую надежность шкалы был проведен анализ item-total correlation (ITC), согласно результатам которого, большинство пунктов опросника (4, 8, 10, 12, 13, 16, 18-22, 25, 27, 29, 36, 39, 42-47, 50, 51, 53, 54, 55, 57, 59, 61) продемонстрировали очень сильную связь с общим измеряемым конструктом (ITC >0,40). Единственным пунктом с низкой связью оказался пункт 31 (ITC = 0,17). Анализ ковариационной матрицы продемонстрировал мультидеменсиональное взаимодействие между пунктами инструмента, при этом корреляций в 0,7 и выше, подтверждающих коллинеарность между различными пунктами опросника, не получено.
Значение KMO составило 0,88, что указывает на высокую адекватность выборки, а тест Бартлетта показал статистическую значимость (p<0,001), подтверждая сферичность данных и целесообразность проведения факторного анализа. Согласно результатам ЭФА с использованием параллельного анализа и различных вариантов ротаций (Promax, Varimax, Oblimin), были получены модели 1-, 2- 3- и 12-факторной структуры опросника RPAS и рассчитаны критерии качества и согласованности моделей, представленные в таблице 3.
На основании сравнительного анализа полученных в рамках ЭФА моделей опросника в качестве наиболее стабильной, несмотря на низкий процент объясняемой дисперсии, была выбрана однофакторная модель. По результатам КФА однофакторной модели с нагрузкой на основной фактор выше 0.3 и, как следствие, выпадением 6 пунктов (пп. 7, 14, 26, 31, 40, 58) были получены следующие значения показателей качества и соответствия модели: AIC = 21174,294, BIC = 21635,274, CFI = 0,566, TLI = 0,556, RMSEA составило 0,061 (0,50…0,63), 27%. Приемлемый уровень RMSEA, несмотря на невысокий процент объясняемой дисперсии, наряду со значением критерия χ2 Пирсона (3989,139 при 1484 степенях свободы, p<0,001), превышающим критический уровень, с ограничениями, но позволяет говорить о статистической взаимосвязи между изучаемыми данными и моделью. 

Результаты исследования внешней валидности русскоязычной шкалы RPAS
Конвергентная валидность шкалы RPAS исследовалась с использованием опросника оценки выраженности социальной ангедонии RSAS (Мe = 14; IQR 9-20) и показала высокий уровень взаимосвязи результатов между суммарными баллами психометрических инструментов (rho = 0,474; p<0,001). 
Дискриминантная валидность результатов RPAS через расчет его корреляционных связей с итоговым баллом ACEQ продемонстрирована при отсутствии достоверных ассоциаций (rho = 0,154; р = 0,207). Это указывает, что использованные методы анализировали разные психологические явления.

Результаты ROC-анализа
На основе анализа ROC кривой (рисунок 2) для задачи выделения пациентов с расстройствами шизофренического спектра от здоровых респондентов по значению суммарного балла RPAS определена площадь под кривой (AUC = 0,6363) (рис. 2), свидетельствующая об умеренной эффективности модели. Оптимальный пороговый уровень для максимальной дискриминации составил 18,5 баллов по шкале RPAS, при котором чувствительность и специфичность инструмента достигали значений 75,98% и 48,72% соответственно.

Обсуждение

Впервые на русскоязычной выборке проведены процедуры адаптации и валидации русскоязычной версии опросника Revised Physical Anhedonia Scale (RPAS) [17-19]. В рамках изучения внутренней валидности была продемонстрирована высокая внутренняя согласованность между элементами в исследуемом инструменте RPAS – коэффициент альфа Кронбаха составил 0,90. Учитывая тот факт, что коэффициент согласованности не является фиксированным свойством шкалы и часто зависит от конкретной выборки [67], полученный результат сравнивался с ранее проведенными исследованиям. Так, схожие результаты были представлены в работах Leventhal A. M. et al. (2006) – 0,93, Fonseca-Pedrero E. et al. (2009) – 0,95, Chan R. C. K. et al. (2016) – 0,93-0,94 и Wu Q. et al. (2020) – 0,94 [16, 32, 43, 74]. В то же время в более ранних исследованиях психометрических свойств RPAS описывался более низкий коэффициент альфа Кронбаха (и/или Кудера-Ричардсона): 0,71-0,83 для французской [44] и 0,73-0,87 для немецкой версии опросника [6], причем большая согласованность отмечалась в выборке респондентов с депрессией [44] и шизофренией [6].
Факторная структура опросника, которая в научной литературе все еще остается предметом дискуссии, оказалась наиболее неоднозначным свойством изученного инструмента. В проведенном исследовании на этапе эксплораторного фактурного анализа были получены модели 1-, 2-, 3-, 12- факторной структуры. У каждой из них отдельные показатели соответствия и качества модели не достигали оптимального уровня. И хотя наименьшее значение Байесовского информационного критерия (BIC = 105033) и наибольший процент объясненной дисперсии (59%) регистрировались для 12-факторной модели, в качестве оптимальной для последующего конфирматорного анализа была выбрана модель с однофакторной структурой. Этот выбор был основан на наименьшем значении RMSEA (90% CI) (0,387 (0,386…0,389)), наибольшем (и единственным положительным) индексом Такера-Льюиса (TLI = 0,025), а также на том, что лишь однофакторная модель характеризовалась стабильностью значений рассчитанных показателей и состава (как выпадающих пунктов, так и факторным) вне зависимости от варианта примененного в анализе вращения. На основании анализа факторных нагрузок каждого из пунктов опросника и значений критериев качества по результатам конфирматорного факторного анализа однофакторная модель признается приемлемой: полученные результаты позволяют скорее предполагать унидеминсиональность физической ангедонии как психологического явления – что соотносится с опубликованными материалами авторов-разработчиков Chapman L.J. et al. (1976, 1978). Такие результаты факторного анализа на фоне высоких показателей внутренней согласованности инструмента и доступности данных для факторизации могут объясняться сложностью самого изучаемого феномена. 
В то же время низкий процент объясненной дисперсии также может указывать на подверженность исследуемых переменных влиянию неучтенных внешних факторов, что может стать темой дальнейших исследований. Кроме того, принимая во внимание дихотомическую структуру вопросов исследованного инструмента, требующую специфических методов статистической обработки, важно отметить немногочисленность исследований факторной структуры RPAS в научной литературе.
В большинстве исследований, направленных на изучение психометрических свойств опросника, авторы исходят из унидименсиональности RPAS, либо не приводят результатов факторного анализа [6, 10, 18, 19, 42, 44, 48]. Описание процедур последнего представлено в работах по валидации испанской и китайской версий опросника [32, 74]. Так, в исследовании Wu Q. et al. (2020) авторы предложили 2-факторную структуру RPAS с выделением консуматорного и антиципаторного компонентов. Важно отметить, что из структуры оригинальной шкалы были исключены отдельные пункты (1, 4, 9, 40, 53), часть из которых была связана с сексуальной темой и не рекомендована к использованию для отдельных категорий респондентов. Другим важным уточнением является то, что изначально факторизация свидетельствовала о выделении четырех факторов, два из которых были крайне немногочисленны по составу пунктов, в связи с чем авторы распределили их среди двух других на основании их семантического содержания. Хорошие показатели подтвержденной однофакторной модели испаноязычной версии опросника RPAS были получены в исследовании Fonseca-Pedrero E. и соавт. (2009), проведенном на однородной выборке условно здоровых студентов (n = 728, средний возраст – 20,1 [2,5] года): RMSEA = 0,028 (0,00 … 0,083), CFI = 0,99, процент объясненной дисперсии, однако, не был указан. Исследовательская выборка текущего исследования в свою очередь отличается разнообразием участников как по социально-демографическим характеристикам, так и по состоянию здоровья.
Дискриминантная валидность русскоязычной версии RPAS в текущем исследовании была подтверждена отсутствием статистически достоверных корреляций с опросником неблагоприятного детского опыта. Результаты исследования конвергентной валидности (rho = 0,474; p<0,001), для изучения которой, как и во многих зарубежных исследованиях, был выбран опросник RSAS, соотносились с результатами, описанными в научной литературе (rho = 0,3-0,4, p<0,05) [32, 42].
Средние значения суммарного балла опросника RPAS по данным зарубежных исследований психометрических свойств шкалы сильно варьировали. Полученный в исследовании средний суммарный балл русскоязычной версии RPAS в популяционной выборке (М(SD) = 14,11 (8,215); Me = 12 (IQR 8-18)) соответствовал результатам испаноговорящих респондентов (15.2 (6.7) [70], но оказался ниже в сравнении с результатом англоговорящих добровольцев (27.53 (SD = 4.22) (19-42) [43].
Выявленные различия в суммарных баллах по RPAS различных категорий респондентов и данные ROC-анализа подтверждают приемлемую чувствительность шкалы. Среди факторов, ассоциированных с большей выраженностью физической ангедонии по RPAS, были выявлены следующие: госпитализация пациента в связи с обострением психического расстройства, мужской пол, отсутствие постоянной работы, инвалидность. Так, более высокие баллы по RPAS у лиц с психическими расстройствами в сравнении со здоровыми респондентами соотносятся с данными зарубежных авторов: например, в исследовании Blanchard J.J. et al. (1998) средний балл пациентов с шизофренией составил – 20.03 (7.96), в то время как в контрольной группе лишь – 13,13 (8.40). 
Особенностью текущего исследования является проведение ROC-анализа. Рассчитанный оптимальный пороговый уровень суммарного балла RPAS в 18,5 баллов для максимальной дискриминации пациентов с расстройствами шизофренического спектра от респондентов, не имеющих этих расстройств, соотносится с результатами исследования психометрических свойств французской версии RPAS [5], согласно которым линия отсечения соответствовала 18 баллам, а по результатам проведенной ими логистической регрессии сообщалось о 64% вероятности принадлежности респондента к группе пациентов с расстройствами шизофренического спектра при превышении их суммарного балла RPAS линии отсечения [5]. 

Заключение

Проведенные процедуры адаптации и валидации русскоязычной версии опросника Revised Physical Anhedonia Scale (RPAS) продемонстрировали пригодность инструмента для использования на русскоязычной популяции, в то же время результаты исследования свидетельствуют об актуальности дополнительных исследований факторной структуры шкалы физической ангедонии RPAS на выборках различных нозологических групп: в частности, пациентов с расстройствами шизофренического спектра.

Финансирование
Исследование выполнено в рамках государственного задания «ФГБУ НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России 2024-2026 гг. (XSOZ 2024 0012).

Конфликт интересов
Авторы заявляют об отсутствии конфликта интересов.
Conflict of interest
The authors declare no conflicts of interest

ИНФОРМАЦИЯ ОБ АВТОРАХ
Лутова Наталия Борисовна, доктор медицинских наук, главный научный сотрудник, руководитель отделения интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами, ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России, г. Санкт-Петербург, Российская Федерация, https://orcid.org/0000-0002-9481-7411 e-mail: lutova@mail.ru
Хобейш Мария Александровна, младший научный сотрудник отделения интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами, ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России, г. Санкт-Петербург, Российская Федерация, д. 3, ORCID: https://orcid.org/ 0000-0002-8860-986X, e-mail: mariakhobeysh@mail.ru
Макаревич Ольга Владимировна, кандидат медицинских наук, младший научный сотрудник отделения интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами, ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России, г. Санкт-Петербург, Российская Федерация, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6058-8289, e-mail: lysska@mail.ru
Бочарова Мария Олеговна; кандидат медицинских наук, младший научный сотрудник отделения интегративной фармако-психотерапии психических расстройств ФГБУ «Национальный медицинский исследовательский центр психиатрии и неврологии им. В.М. Бехтерева» Минздрава России; научный сотрудник отдела психиатрии пожилого возраста, Королевский колледж Лондона; ORCID: https://orcid.org/0000-0002-21 13-699X; e-mail: mariia.bocharova@kcl.ac.uk
Герасимчук Екатерина Сергеевна; младший научный сотрудник отделения интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами, ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России, г. Санкт-Петербург, Российская Федерация, д. 3, ORCID: https://orcid.org/ 0000-0002-6317-5778; e-mail: katherine.gerasimchuk@mail.ru
Сорокин Михаил Юрьевич, кандидат медицинских наук, ученый секретарь, ведущий научный сотрудник отделения интегративной фармако-психотерапии больных с психическими расстройствами ФГБУ «НМИЦ ПН им. В.М. Бехтерева» Минздрава России, г. Санкт-Петербург, Российская Федерация, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2502-6365, e-mail: m.sorokin@list

INFORMATION ABOUT THE AUTHORS
Natalia B. Lutova – M.D., Ph.D., Dr. Med. Sc., Chief Researcher, head of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-9481-7411, e-mail: lutova@mail.ru
Maria A. Khobeysh – M.D., Junior Research Assistant of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-8860-986X, e-mail: mariakhobeysh@mail.ru
Olga V. Makarevich – M.D., Ph.D., Junior Research Assistant of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6058-8289, email: lysska@mail.ru
Mariya O. Bocharova, M.D., Ph.D., Junior Research Assistant of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, Research Assistant of Geriatric psychiatry Department, King's College London, London, United Kingdom, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-21 13-699X; e-mail: mariia.bocharova@kcl.ac.uk
Ekaterina S. Gerasimchuk – M.D., Ph.D., Junior Research Assistant of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6317-5778; e-mail: katherine.gerasimchuk@mail.ru
Mikhail Yu. Sorokin – M.D., Ph.D., Academic Secretary, Research Assistant of The Integrative Pharmaco-psychotherapy of Patients with Mental Disorders Department, V.M. Bekhterev National Medical Research Center for Psychiatry and Neurology, Saint Petersburg, Russia, ORCID: https://orcid.org/0000-0003-2502-6365, e-mail: m.sorokin@list

Дата поступления: 28.05.2024
Received: 28.05.2024
Принята к печати: 05.07.2024
Accepted: 05.07.2024