Психиатрия Всемирная психиатрия
№02 2020

Общий фактор психопатологии: сравнение с общим фактором интеллекта по величине и прогностической валидности №02 2020

Номера страниц в выпуске:206-213
Резюме
В последние годы отмечается всплеск интереса к общему фактору психопатологии («р»), который объединил бы широкую психиатрическую коморбидность в единый индекс. В этом исследовании мы не пытались проверить эту модель с использованием статистических методов, а выбрали другой подход: общую величину (по данным дисперсии для каждого из индексов) и прогностическую достоверность фактора «р» и общего фактора интеллекта («g»). Чтобы сравнить общие величины, для «g» мы проанализировали пятнадцать субтестов Шкалы Векслера для оценки интеллекта у взрослых (Wechsler Adult Intelligence Scale) (N=1200). Для «p» мы проанализировали четырнадцать психиатрических диагнозов у  взрослых граждан Швеции (N=909 699), восемь психопатологических шкал для самооценки и предназначенных для заполнения родителями у шведских подростков (N=2069), а также шестнадцать психопатологических шкал, заполняемых родителями, у шведских детей 
(N=14 589). Чтобы сравнить прогностическую достоверность, мы проанализировали данные шведских призывников мужского пола (N=414 595, средний возраст: 18,3 года), у которых показателями «g» и «p» были рассчитаны на основании восьми диагностических методик. Затем мы изучили индивидуальные связи этих показателей с тремя переменными, связанными с интеллектом (годовой доход, уровень образования и результаты вступительных экзаменов в университет), и шестнадцатью показателями неблагоприятного исхода (например, суицидальное поведение, необходимость в приеме психотропных препаратов, склонность к правонарушениям) по официальным данным (средний возраст на момент повторной оценки = 29,2 года). Результаты показали, что величины «g» и «p» во многом похожи. «G» (c поправкой на «p») позволял достоверно предсказать уровень образования (стандартизированное бета, β=0,38, SE=0,01) и баллы на вступительных экзаменах в университет (β=0,48, SE=0,01). «Р» (с поправкой на «g») давал достоверный прогноз по всем неблагоприятным исходам (среднее значение β=0,32; диапазон: от 0,15 до 0,47). Эти данные подтверждают теорию, что все показатели психопатологии могут быть сведены к единому индексу, аналогично тому, как объединяются в общий балл интеллекта отдельные субтесты по разным интеллектуальным способностям. Оценка «р» может использоваться в дополнение к конкретному диагнозу при составлении плана лечения и прогноза.

Ключевые слова: общий фактор психопатологии, Р-фактор, общий фактор интеллекта, g-фактор, величина, прогностическая валидность, психиатрическая коморбидность, психические расстройства, клиническая полезность. 

Люди, которые хорошо справляются с одним из субтестов на интеллектуальные способности, обычно показывают хорошие результаты и во всех остальных1,2. На этом эмпирическом наблюдении основана идея объединять баллы по всем интеллектуальным субтестам в единый показатель, обозначаемый обычно как «g» (общий коэффициент интеллекта). За более чем столетнюю историю использования этот фактор доказал свою ценность в исследовательской и клинической работе3-5. Например, он способен предсказать уровень образования респондента в будущем почти так же точно, как рост позволяет предсказать вес6.
Похожая ситуация в сфере психической патологии: люди, которые страдают одним психическим расстройством, подвергаются высокому риску в отношении остальных7-10. Например, в датском популяционном исследовании с участием трех миллионов человек между всеми психиатрическими диагнозами были выявлены прямые ассоциации11
В недавней работе Lahey и соавт.12,13 предположили, что наглядным обобщением для такой психиатрической коморбидности может служить общий фактор психопатологии. Caspi с соавт.14 воспроизвели их работу и предложили назвать этот общий фактор психопатологии «p», что подчеркивало бы его сходство с «g».
По результатам этих исследований «p» предсказывает неблагоприятные исходы так же, как «g» предсказывает уровень образования в будущем, что представляет клинический интерес. Например, совокупное бремя психиатрических симптомов по оценкам родителей, позволяет не только прогнозировать определенные психические проблемы уже в детском возрасте, но и в целом предсказать возможные неблагоприятные исходы в подростковом и юношеском периоде15-18. Однако до настоящего времени ни в одном исследовании не ставился вопрос, может ли этот показатель, продемонстрировавший свою эффективность в отношении возможных психиатрических диагнозов в будущем, предсказать неблагоприятный исход в социальном, трудовом и медицинском аспекте. Кроме того, ни в одном исследовании не изучалась возможность прогнозировать с помощью «р» неблагоприятные исходы, которые может предсказать «g», что важно, поскольку эти два показателя имеют обратную взаимосвязь14,19.
Целью настоящего исследования было, во-первых, сравнить величины общих факторов психопатологии и интеллекта. Величина общего фактора определяется степенью совпадения отдельных показателей. Например, так как результаты в разных субтестах на интеллект хорошо коррелируют между собой, показатель «g» тоже оказывается достаточно высоким20. Если бы «р» имел аналогичную величину, объединить показатели психопатологии в один было бы действительно целесообразно.
Во-вторых, исследование ставило своей целью сравнить прогностическую достоверность «p» и «g», с учетом поправки на ассоциацию между ними. Если высокий «р» однозначно предсказывает неблагоприятные исходы, как высокий «g» однозначно предсказывает благоприятные, то «р» может найти применение в клинической и исследовательской практике. Например, он мог бы использоваться в дополнение к первичным диагнозам при составлении плана лечения и оценке прогноза.

МЕТОДЫ

Выборка

В оценке величин общего фактора интеллекта мы опирались на сводные данные шести подгрупп, на которых проводилась стандартизация теста в США; данные опубликованы в четвертом издании Wechsler Adult Intelligence Scale 
(WAIS-IV)1. Эти шесть подвыборок (20–25 лет; 25–30 лет; 30–35 лет; 35–45 лет; 45–55 лет; 55–65 лет; каждый N=200) мы объединили в один образец (20–65 лет; N=1200).
Для оценки величин общего фактора психопатологии, мы использовали три разных выборки.
У взрослых мы оценивали этот показатель, основываясь на данных граждан Швеции, родившихся в период с 1969 по 1979 г., из Регистра поколений (Multi-generation Register, N=1 056 041). Таким образом, на момент повторного обращения к данным 31 декабря 2013 г. участникам было от 35 до 45 лет. Индивиды, которые до окончания периода исследования умерли или эмигрировали, были исключены, таким образом окончательная выборка включала 909 699 человек.
Для оценки фактора у подростков мы проанализировали данные 16-летних респондентов Шведского близнецового исследования по развитию детей и подростков (Swedish Twin Study of Child and Adolescent Development, TCHAD)21. Необходимые данные удалось собрать у 1067 (74%) родителей и 2369 (82%) близнецов 16-ти лет. Таким образом, информация из обоих источников (самооценка и родительская оценка) была получена для 2069 человек.
У детей мы изучили фактор психопатологии путем анализа данных 9-летних участников исследования «Дети и подростки-близнецы» в Швеции (CATSS) (N=14 589)22. Доля респондентов составила 75%.
Чтобы сравнить прогностическую достоверность общих факторов интеллекта и психопатологии, мы исследовали шведских призывников, родившихся между 1980 и 1992 г. (N=414 595; средний возраст: 18,3 года). Более 95% мужчин в Швеции проходят оценку в рамках военной комиссии23. Из выборки исключили всех эмигрировавших и умерших (кроме совершивших самоубийство).
Исследование было одобрено Региональным советом по этике в Стокгольме. От респондентов-близнецов было получено информированное согласие. По закону доступ к регистрационным данным не требует информированного согласия, поскольку они анонимны.

Подходы к оценке

Для оценки общего фактора интеллекта мы вычисляли коэффициент корреляции Пирсона между пятнадцатью субтестами WAIS-IV.
Чтобы измерить величину общего фактора психопатологии в выборке населения 35–45 лет, мы запросили данные на всех участников из Национального регистра пациентов, который фиксирует факты стационарного (1969–2013) и амбулаторного (2001–2013) лечения по поводу психиатрического диагноза в соответствии с МКБ-8 (1969–1986), МКБ-9 (1987–1996) или МКБ-10 (с 1997 г. по настоящее время). Этот регистр охватывает 99% психиатрических стационарных и от 70 до 95% психиатрических амбулаторных приемов24. Учитывалось наличие у исследуемого в анамнезе депрессии, тревоги, обсессивно-компульсивного расстройства (ОКР), посттравматического стрессового расстройства (ПТСР), расстройства пищевого поведения, злоупотребления алкоголем, употребления наркотиков, синдрома дефицита внимания и гиперактивности (СДВГ), оппозиционно-вызывающего расстройства / расстройства поведения (ODD), аутизма, тиков, биполярного расстройства, шизофрении и шизоаффективного расстройства.
Чтобы измерить величину общего фактора психопатологии среди 16-летних, мы опирались на оценку родителей и самооценку по Чек-листу поведения у детей (Child Behavior Checklist, CBCL)25. Он состоит из восьми непрерывных шкал, содержащих симптомы тревоги/депрессии, проявления отстраненного поведения, соматические жалобы, социальные проблемы, проблемы в мыслительном процессе, нарушения внимания, отклоняющееся и агрессивное поведение. CBCL зарекомендовал себя как надежный и хорошо проверенный метод (например, средняя достоверность повторного тестирования среди родителей составляет 0,90 спустя восемь дней и 0,70 через 24 месяца)26.
Для измерения величины общего фактора психопатологии у 9-летних детей мы использовали опросник «Аутизм – Тики, СДВГ и другие коморбидные расстройства» (Autism-Tics, AD/HD and other Comorbidities, A-TAC)27, который заполняется родителями и состоит из непрерывных шкал для оценки проблем с координацией, сенсорных нарушений, невнимательности, импульсивности, обучаемости, способности к организации, памяти, языка, контактности, гибкости, наличия тиков, компульсий или ОКР, проявления вызывающего или оппозиционного поведения и другие поведенческие проблемы. Мы также использовали заполняемый родителями «Скрининг для выявления эмоциональных расстройств, связанных с тревожностью у детей» (Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders, SCARED), который позволяет оценить уровень тревоги, и «Короткий опросник самочувствия и настроения» (Short Mood and 
Feelings Questionnaire, SMFQ), также заполняемый родителями и предназначенный для оценки симптомов депрессии. Перечисленные шкалы обладают хорошими психометрическими свойствами (например, средняя достоверность повторного тестирования по опроснику A-TAC через два месяца по оценкам врачей составила 0,85)27-30.
Для оценки общего показателя интеллекта у призывников, мы использовали данные Компьютерного тестирования «Батарея оценки перед приемом на военную службу в Швеции» (Computer Aided Testing – Swedish Enlistment Battery, CAT-SEB), которое проводится во время призыва23. CAT-SEB включает 12 субтестов (средняя внутренняя согласованность = 0,83; диапазон = от 0,70 до 0,93) и занимает в среднем 62 минуты. Надежность оценки общего фактора составила 0,9031.
Чтобы измерить общий фактор психопатологии на момент призыва, мы запросили данные призывников из Национального регистра пациентов, касающиеся наличия у них диагноза тревожного или депрессивного расстройства, ПТСР, биполярного расстройства, употребления наркотиков, злоупотребления алкоголем, оппозиционно-вызывающего расстройства и СДВГ до призыва (диагнозы шизофрении, шизоаффективного расстройства, аутизма, тиков и расстройств пищевого поведения мы исключили, поскольку они встречались недостаточно часто для тетрахорических корреляций).
Затем мы изучили социально-трудовой статус участников после призыва на военную службу. Мы включили три возможных исхода, связанных с интеллектом. Из Лонгитюдной интегрированной базы данных медицинского страхования и реестра исследований рынка труда (Longitudinal Integration Database for Health Insurance and Labor Market Studies Register, LISA; охват: 1990–2013) мы запросили данные о наивысшем годовом доходе и уровне образования участников. Кроме того, мы обратились к результатам Шведского академического оценочного теста (Swedish Scholastic Aptitude Test, SweSAT) – добровольного теста, проводимого два раза в год (граница охвата: 2015 г.), на основе которого принимают в шведские университеты32.



 Мы также включили шестнадцать неблагоприятных исходов. Из Национального реестра пациентов мы выбрали по интересующим респондентам все диагнозы острой наркотической и алкогольной интоксикации (то есть передозировки), а также случаи, однозначно или неоднозначно расцененные, как попытка самоубийства. Однозначные случаи попытки самоубийства сверялись с данными по смертности в результате самоубийства (по данным Регистра смертности). Из данных Рецептурного регистра (охват: 2005–2013 гг.) мы запросили записи о рецептах на анксиолитические и седативные средства, антидепрессанты, психостимуляторы, препараты для борьбы с алкогольной зависимостью и антагонисты опиоидных рецепторов, препараты лития, противоэпилептические и антипсихотические препараты (по Анатомо-терапевтическо-химической классификации, Аnatomical Therapeutic Chemical, система ATС). Из Национального реестра правонарушений (охват: 1973–2013 гг.) мы запросили данные по судебным приговорам в отношении имущественных или насильственных преступлений. Из данных LISA мы также включили обращения за социальными пособиями. Все неблагоприятные результаты рассматривались как бинарные переменные.
Среднее время наблюдения с момента призыва составило 10,9±3,3 года. Год рождения мы включили в анализ как ковариату, чтобы скорректировать неравные сроки наблюдения и секулярные тенденции в диагностике. В Таблице 1 представлены показатели распространенности исходов и среднее время до соответствующего события в зависимости от результата.

Статистический анализ

Величины общих факторов оценивали тремя способами: путем визуального анализа распределения корреляций и их средних значений; с помощью дисперсии, рассчитанной на основе первичного компонента (ПК1); с помощью общей объясненной дисперсии (explained common variance, ECV)20. ECV – это отношение дисперсии, которая 
объясняется общим фактором, и дисперсии, которая объясняется полной факторной моделью33,34. Оно варьируется от 0 (ни одна из моделей дисперсии не относится к общему фактору) до 1 (все модели дисперсии относятся к общему фактору).
Чтобы вычислить ECV, мы провели разведочный анализ факторов (exploratory factor analyses, EFAs) интеллекта и психопатологии. Метод именно разведочного, а не подтверждающего факторного анализа мы выбрали потому, что у нас не было сильных гипотез относительно паттернов нагрузки, и, кроме того, мы ожидали, что структура данных окажется достаточно сложной (то есть что перекрестные нагрузки не будут равны нулю).
Количество факторов определялось по графику каменистой осыпи (scree plot), который сравнивает собственные значения (eigenvalues) и собственные векторы (eigenvectors) (для каждой подгруппы WAIS-IV мы вычислили собственные значения отдельно, а затем вывели их среднее)35. Собственные векторы, которые составляют менее одной единицы дисперсии, могут быть отнесены к вариациям выборки36. Затем с помощью прямой ротации Шмид-Леймана (Direct Schmid-Leiman rotation)37 мы поделили извлеченные путем анализа факторы на общий и несколько частных. Эта працедура позволяет разделить дисперсию, общую для всех показателей – она относится к общему фактору, – и специфическую для отдельных подгрупп показателей, которую можно отнести к частным, некоррелированным факторам. Моделирование показывает, что процедура ротации является достаточно продуктивной.
В выборке подростков мы проанализировали, насколько совпадают самооценка респондента и родительская оценка, чтобы минимизировать потенциальную погрешность. При анализе шести подгрупп стандартизации WAIS-IV мы объединили все корреляционные матрицы в одну гистограмму; вычислили ПК1 отдельно в каждой подгруппе и вывели их среднее значение (ПК1), а также определили ECV для отдельного EFA с нагрузками, соответствующими равным для всех шести возрастных групп показателям.



 Для оценки прогностической достоверности мы исследовали восемь дименсиональных диагнозов психического расстройства, при этом также используя график каменистой осыпи35 и процедуру ротации для результатов EFA для получения одного общего и нескольких частных некоррелированных факторов, также согласно подходу. Затем мы использовали разведочное моделирование с применением структурных уравнений, чтобы оценить уникальные эффекты каждого фактора в процедуре множественной регрессии: рассматривалась регрессия каждого из результатов относительно общей шкалы интеллекта, предварительно определенных общих и частных факторов, а также года рождения участников39.
Для бинарных исходов мы использовали пробит-регрессию, для непрерывных – линейную регрессию после стандартизации исходов (среднее = 0; дисперсия = 1). Такой подход позволил сравнить показатели бета регрессии для исходов с разным распределением в одном и том же масштабе. Все процедуры анализа проводились на программном обеспечении Mplus, а матрицы ротации были получены с использованием пакета R GPArotation40,41.
Для анализа чувствительности величины общих факторов мы извлекли в каждом анализе на два фактора больше, чем указано на графике каменистой осыпи, поскольку показатель ECV зависит от размерности. Мы пометили ECV индексами, чтобы отобразить, на каком количестве извлеченных факторов он был основан (например, ECV3 основан на трех извлеченных факторах). Кроме того, поскольку существуют и другие способы определения общего фактора42, мы повторно оценили ECV с помощью бифакторной ротации43. Для шести разновозрастных подгрупп стандартизации WAIS-IV мы исследовали, можно ли при расчете ECV ограничить соответствующую их равенству нагрузку по факторам без потери соответствия модели.
Чтобы рассчитать чувствительность прогностической ценности факторов, сначала мы провели анализ без общего фактора, используя процедуру наклонной (коррелированной) ротации Geomin. Затем мы попытались извлечь дополнительный фактор, помимо указанных на графике каменистой осыпи, и применить бифакторную ротацию. После этого мы повторно провели анализ с исключением всех участников, погибших через пять лет после призыва или позднее (кроме совершивших самоубийство).

РЕЗУЛЬТАТЫ

Графики каменистой осыпи для всех четырех групп показаны на Рисунке 1. На Рисунке 2 показано, что распределение корреляций для субтестов WAIS-IV и показателей психопатологии аналогичны. Средние значения корреляции, индексы ПК1 и ECV также сходны. Это указывает на практически полное сходство между величинами общих факторов интеллекта и психопатологии.



 График каменистой осыпи по восьми психиатрическим диагнозам на момент призыва демонстрирует наличие двух факторов (Таблица 2). Все нарушения в значительной степени зависят от общего фактора (средняя нагрузка = 0,55; диапазон: от 0,44 до 0,66). Среди частных факторов первый относится к интернализационным проблемам (нагрузка для депрессии = 0,64; для тревоги = 0,48), а второй – экстернализационным (нагрузка по оппозиционно-вызывающему расстройству = 0,52; нагрузка по употреблению наркотиков = 0,39).
Затем в рамках множественной регрессии для каждого результата рассчитали регрессию по отношению к общему фактору интеллекта, а также общему и частным факторам психопатологии. На Рисунке 3 показано, что общий фактор интеллектуальный однозначно и достоверно предсказывает полученный впоследствии уровень образования (β=0,38, SE=0,01) и оценки SweSAT (β=0,48, SE=0,01), но не годовой доход (β=0,00, SE=0,01). Общий фактор психопатологии однозначно и достоверно предсказывает все шестнадцать неблагоприятных исходов (среднее значение β=0,32; диапазон: от 0,15 до 0,47). У тех, кто имел показатель общего фактора психопатологии на одно стандартное отклонение выше среднего, риск развития неблагоприятных исходов был выше в среднем на 79% (после преобразования среднего значения бета по данным пробит-регрессии в отношении шансов). 






 Как показано на Рисунке 4, частные психопатологические факторы в первую очередь предсказывали связанные с ними исходы (например, частный фактор интернализации, но не экстернализации, позволял прогнозировать потребность в дальнейшем в приеме рецептурных препаратов – селективных ингибиторов обратного захвата серотонина, СИОЗС), то есть отдельные ковариации, которые не учитывает общий фактор психопатологии, также имеют прогностическую ценность.
Что касается сравнения величин обоих показателей, ECV для факторов интеллекта и психопатологии оставались сходными вне зависимости от размерности и ротации общего фактора. Для подгрупп WAIS-IV нагрузки по отдельным факторам могут быть ограничены в соответствии с их равенством без потери соответствия модели (результаты доступны по запросу).
Анализ прогностической достоверности показал, что значения бета в моделях, основанных на коррелированных факторах, и частные факторы в исходном анализе были практически одинаковы, но, очевидно, не позволяли проследить влияние общего фактора. Мы попытались извлечь третий разведочный фактор из данных по восьми психиатрическим диагнозам на момент призыва на военную службу, но он объединил лишь незначительные нагрузки (например, средняя нагрузка при варимаксе = -0,03; диапазон: от -0,07 до 0,10). Такие показатели означают, что извлечение данного фактора избыточно, и не позволяют перейти к прямой ротации Шмид-Леймана или бифакторной ротации . При повторном анализе после исключения всех участников, погибших через пять лет после призыва или позднее (кроме совершивших самоубийство), значения бета также значимо не изменились (результаты доступны по запросу).

ОБСУЖДЕНИЕ

Результаты нашего исследования подтверждают, что общие факторы интеллекта и психопатологии имеют схожую величину, то есть объединение всех показателей психопатологии в фактор «p» целесообразно, аналогично объединению субтестов WAIS-IV в фактор «g». 
Кроме того, нам удалось дополнить результаты более ранних исследований, которые показали, что оценка психопатологических показателей родителями позволяет уже в детском возрасте прогнозировать неблагоприятные исходы в подростковом и юношеском периоде15-18. Наши данные демонстрируют, что общий фактор психопатологии, основанный на психиатрической диагностике, позволяет предсказать статистически регистрируемые неблагоприятные исходы спустя десятилетие в юношеском возрасте, даже при одинаковых значениях общего показателя интеллекта. Оценить масштабы этого эффекта в контексте можно на следующих примерах: общий фактор психопатологии предсказывает неблагоприятные исходы примерно с такой же вероятностью, с какой психотерапия предсказывает последующее улучшение, или прием снотворных – краткосрочный положительный эффект в лечении бессонницы6.
Остается неясным, что именно измеряет общий фактор психопатологии. Среди возможных гипотез – нейротизм как личностная черта, импульсивность и иррациональное мышление44-46. Мы предполагаем, что он отражает общий уровень дистресса и расстройства функционирования, подобно тому, как общий фактор интеллекта грубо оценивает способность к абстрактным суждениям. Тем не менее, в отношении общего фактора интеллекта исследователям не удалось прийти к консенсусу, хотя он используется уже более ста лет4; видимо, и с общим фактором психопатологии вопрос не решится в ближайшее время. 
Независимо от его интерпретации, общий фактор интеллекта за прошедшее столетие нашел широкое применение в клинической и исследовательской практике; так же полезен может оказаться и общий фактор психопатологии47,48. С точки зрения клинической практики, он может использоваться в дополнение к диагнозу. В численном значении или его интерпретации (например, низкий, средний или высокий) общий балл фактора психопатологии может служить дополнительным элементом прогноза; поможет дифференцировать пациентов со сходным первичным диагнозом, и понять, кому из них потребуется дополнительная помощь; даст доступ к медицинской помощи людям, которые имеют большое количество симптомов, но не вполне соответствуют критериям для определенного диагноза. 
Что касается исследовательской работы, мы присоединяемся к ранее озвученному мнению, что общий фактор психопатологии было бы полезно предварительно отграничивать в работах, которые изучают факторы риска13,14
В качестве аналогии можно привести следующий пример: гипотетическая связь между скоростью обработки информации и будущим уровнем образования может показаться неспецифичной, но если при отграничении общего фактора интеллекта она сохранится, роль скорости информационных процессов в учебных успехах будет выглядеть более весомо. 
При интерпретации этой работы следует учитывать несколько ограничений. Во-первых, из всей выборки мы проследили исходы только у мужчин. Хотя прошлые исследования показали, что и в выборке девочек общий фактор психопатологии, основанный на оценках родителей, позволял предсказать неблагоприятные исходы, которые проявились спустя годы в оценках учителей, важно проверить, воспроизводимы ли эти результаты среди женщин17. Кроме того, некоторые из диагнозов имеют тенденцию к сочетанию с определенными исходами (например, депрессия и назначение СИОЗС), что могло бы увеличить выраженность ассоциации. Однако неблагоприятные исходы проявлялись в среднем через восемь лет после призыва, и более независимые исходы (например, преступность и обращение за социальным пособием) общий фактор психопатологии предсказывал так же успешно. 
Во-вторых, возможно, что на выраженность ассоциации между показателями психического здоровья влияет так называемое «искажение вследствие ускорения» (collider bias)49. Люди с множественными расстройствами более склонны обращаться за помощью, что приводит к переоценке ассоциаций между разными расстройствами в национальной статистике. С другой стороны, люди с множественными расстройствами менее склонны участвовать в опросах, из-за чего могут быть занижены ассоциации между шкалами симптомов. Однако несмотря на возможные искажения, величины фактора психопатологии и интеллекта оказались очень похожими независимо от подхода к созданию выборки. С другой стороны, возможно, общий фактор психопатологии частично подвержен искажениям, связанным с оценкой; но для выборки подростков мы проанализировали величину фактора, основываясь только на совпадениях между данными самооценки и родительских оценок. Кроме того, маловероятно, чтобы искаженные оценки обладали такой хорошей предсказательной силой. 
В-третьих, поскольку в рамках моделирования с помощью структурных уравнений трудно предсказать, сколько времени пройдет до ожидаемого события, ставился вопрос только о том, будет ли принципиально наблюдаться данный исход. Вероятность наступления событий как функцию времени мог бы отразить дополнительный анализ выживаемости. 
В-четвертых, важно иметь в виду, что к полученным исходам могут приводить и другие процессы, помимо тех, что учитываются общим фактором50-53. Из статистических процессов анализа трудно извлечь мнение о реальных процессах, поэтому разумно было бы придерживаться здорового скептицизма в отношении всех нозологических моделей и не ждать, что мир устроен именно так, как мы предпочитаем его систематизировать54. Тем не менее, даже если наблюдаемые в этом исследовании закономерности породил некий процесс, который пока не представлен в виде общего фактора, возможно, в определенной степени его отражает фактор «р».
В целом можно сказать, что общие факторы интеллекта и психопатологии имеют одинаковую величину и прогностическую достоверность, но существуют и значимые различия между этими двумя показателями. В отличие от психопатологических тестов и шкал, тесты на интеллект объективно имеют правильный ответ; при этом в области психопатологии иногда важнее кратковременные колебания показателей (например, во время депрессивного эпизода целесообразно временно усилить меры по предотвращению самоубийства).
По итогом работы можно заключить, что современные системы достаточно хорошо справляются с диагностикой, более общей симптоматике они уделяют меньше внимания. Возможно, все показатели психопатологии было бы удобно объединить в один фактор, подобно тому, как субтесты на интеллект объединяются в общую оценку интеллекта. Такая единая оценка может служить дополнением к диагнозу при разработке плана лечения и определении прогноза.

Благодарности
Это исследование было поддержано Шведским исследовательским советом в рамках гранта Шведской инициативы по исследованию микроданных в области социальных и медицинских наук (SIMSAM) 340-2013-5867, а также грантом Шведского исследовательского совета на 2017 01358. Специалисты из источников финансирования не участвовали в разработке и проведении исследования, сборе, анализе и интерпретации данных; подготовке, рецензировании и утверждении рукописи, а также решении представить рукопись для публикации.

Перевод: Шишковская Т.И. (Москва)
Редактура: к.м.н. Федотов И.А. (Рязань)

Pettersson E, Larsson H, D'Onofrio B, Bölte S, Lichtenstein P. The general factor of psychopathology: a comparison with the general factor of intelligence with respect to magnitude and predictive validity. World Psychiatry. 2020;19(2):206-213.

DOI:10.1002/wps.20763
Список исп. литературыСкрыть список
1.Wechsler D. Wechsler Adult Intelligence Scale – Fourth Edition: technical and interpretive manual. San Antonio: Pearson, 2008.
2.Carroll JB. Human cognitive abilities: a survey of factor analytic studies. Cambridge: Cambridge University Press, 1993.
3.Deary IJ. Intelligence. Annu Rev Psychol 2012;63:453-82.
4.Nisbett RE, Aronson J, Blair C et al. Intelligence: new findings and theoretical developments. Am Psychol 2012;67:130-59.
5.Spearman C. “General intelligence” objectively determined and measured. Am J Psychol 1904;15:201-92.
6.Meyer GJ, Finn SE, Eyde LD et al. Psychological testing and psychological assessment. A review of evidence and issues. Am Psychol 2001;56:128-65.
7.Kotov R, Ruggero CJ, Krueger RF et al. New dimensions in the quantitative classification of mental illness. Arch Gen Psychiatry 2011;68:1003-11.
8.Krueger RF. The structure of common mental disorders. Arch Gen Psychiatry 1999;56:921-6.
9.Kendler KS, Aggen SH, Knudsen GP et al. the structure of genetic and environmental risk factors for syndromal and subsyndromal common DSM-IV Axis I and all axis II disorders. Am J Psychiatry 2011;168:29-39.
10.10.Kessler RC, Ormel J, Petukhova M et al. Development of lifetime comorbidity in the World Health Organization World Mental Health Surveys. Arch Gen Psychiatry 2011;68:90-100.
11.Plana-Ripoll O, Pedersen CB, Holtz Y et al. Exploring comorbidity within mental disorders among a Danish national population. JAMA Psychiatry 2019;76:259-70.
12.Lahey BB, Applegate B, Hakes JK et al. Is there a general factor of prevalent psychopathology during adulthood? J Abnorm Psychol 2012;121:971-7.
13.Lahey BB, Van Hulle CA, Singh AL et al. Higher-order genetic and environmental structure of prevalent forms of child and adolescent psychopathology. Arch Gen Psychiatry 2011;68:181-9.
14.Caspi A, Houts RM, Belsky DW et al. The p factor: one general psychopathology factor in the structure of psychiatric disorders? Clin Psychol Sci 2014;2:119-37.
15.Copeland WE, Wolke D, Shanahan L et al. Adult functional outcomes of common childhood psychiatric problems: a prospective, longitudinal study. JAMA Psychiatry 2015;72:892-9.
16.Pettersson E, Lahey BB, Larsson H et al. Criterion validity and utility of the general factor of psychopathology in childhood: predictive associations with independently measured severe adverse mental health outcomes in adolescence. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 2018;57:372-83.
17.Lahey BB, Rathouz PJ, Keenan K et al. Criterion validity of the general factor of psychopathology in a prospective study of girls. J Child Psychol Psychiatry 2015;56:415-22.
18.Laceulle OM, Chung JM, Vollebergh WAM et al. The wide-ranging life outcome correlates of a general psychopathology factor in adolescent psychopathology. Personal Ment Health 2020;14:9-29.
19.Grotzinger AD, Cheung AK, Patterson MW et al. Genetic and environmental links between general factors of psychopathology and cognitive ability in early childhood. Clin Psychol Sci 2019;7:430-44.
20.Revelle W, Wilt J. The general factor of personality: a general critique. J Res Pers 2013;47:493-504.
21.Lichtenstein P, Tuvblad C, Larsson H et al. The Swedish Twin Study of Child and Adolescent Development: the TCHAD-study. Twin Res Hum Genet 2006;10:7.
22.Anckarsater H, Lundstrom S, Kollberg L et al. The Child and Adolescent Twin Study in Sweden (CATSS). Twin Res Hum Genet 2011;14:495-508.
23.Carlstedt B. Cognitive abilities – aspects of structure, process and measurement. Göteborg: Göteborgs Universitet, 2000.
24.Socialstyrelsen. Bortfall och kvalitet om patientregistret. www.socialstyrelsen.se.
25.Achenbach TM, Ruffle TM. The Child Behavior Checklist and related forms for assessing behavioral/emotional problems and competencies. Pediatr Rev 2000;21:265-71.
26.Achenbach TM, Rescorla LA. Manual for the ASEBA School-Age Forms & Profiles. Burlington: University of Vermont, Research Center for Children, Youth, & Families, 2001.
27.Larson T, Anckarsater H, Gillberg C et al. The Autism-Tics, AD/HD and other Comorbidities inventory (A-TAC): further validation of a telephone interview for epidemiological research. BMC Psychiatry 2010;10:1.
28.Hansson SL, Rojvall AS, Rastam M et al. Psychiatric telephone interview with parents for screening of childhood autism-tics, attention-deficit hyperactivity disorder and other comorbidities (A-TAC) – Preliminary reliability and validity. Br J Psychiatry 2005;187:262-7.
29.Angold A, Costello EJ, Messer SC et al. The development of a questionnaire for use in epidemiological studies of depression in children and adolescents. Int J Meth Psychiatr Res 1995;5:237-49.
30.Birmaher B, Brent DA, Chiappetta L et al. Psychometric properties of the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED): a replication study. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 1999;38:1230-36.
31.Mårdberg B, Carlstedt B. Swedish Enlistment Battery (SEB): construct validity and latent variable estimation of cognitive abilities by the CAT-SEB. Int J Select Assess 1998;6:107-14.
32.Löfgren K. Validation of the Swedish University Entrance System: selected results from the VALUTA-Project 2001-2004. Umeå: Umeå University, 2005.
33.ten Berge JMF, Socan G. The greatest lower bound to the reliability of a test and the hypothesis of unidimensionality. Psychometrika 2004;69:613-25.
34.Rodriguez A, Reise SP, Haviland MG. Evaluating bifactor models: calculating and interpreting statistical indices. Psychol Methods 2016;21:137-50.
35.Cattell RB. The scree test for the number of factors. Multivar Behav Res 1966;1:245-76.
36.Kaiser HF. The application of electronic-computers to factor-analysis. Educ Psychol Meas 1960;20:141-51.
37.Waller NG. Direct Schmid-Leiman transformations and rank-deficient loadings matrices. Psychometrika 2018;83:858-70.
38.Giordano C, Waller NG. Recovering bifactor models: a comparison of seven methods. Psychol Methods (in press).
39.Asparouhov T, Muthen B. Exploratory structural equation modeling. Struct Equ Modeling 2009;16:397-438.
40.Bernaards CA, Jennrich RI. Gradient projection algorithms and software for arbitrary rotation criteria in factor analysis. Educ Psychol Meas 2005;65:770-90.
41.Muthén LK, Muthén BO. Mplus user's guide, 7th ed. Los Angeles: Muthén & Muthén, 2015.
42.Yung YF, Thissen D, McLeod LD. On the relationship between the higher-order factor model and the hierarchical factor model. Psychometrika 1999;64:113-28.
43.Jennrich RI, Bentler PM. Exploratory bi-factor analysis. Psychometrika 2011;76:537-49.
44.Carver CS, Johnson SL, Timpano KR. Toward a functional view of the p factor in psychopathology. Clin Psychol Sci 2017;5:880-9.
45.Caspi A, Moffitt TE. All for one and one for all: mental disorders in one dimension. Am J Psychiatry 2018;175:831-44.
46.Tackett JL, Lahey BB, van Hulle C et al. Common genetic influences on negative emotionality and a general psychopathology factor in childhood and adolescence. J Abnorm Psychol 2013;122:1142-53.
47.Kotov R, Krueger RF, Watson D, et al. The Hierarchical Taxonomy of Psychopathology (HiTOP): a dimensional alternative to traditional nosologies. J Abnorm Psychol 2017;126:454-77.
48.Krueger RF, Kotov R, Watson D et al. Progress in achieving quantitative classification of psychopathology. World Psychiatry 2018;17:282-93.
49.Berkson J. Limitations of the application of fourfold table analysis to hospital data. Biometrics 1946;2:47-53.
50.Thomson GH. A hierarchy without a general factor. Br J Psychol 1916;8:271-81.
51.van der Maas HL, Dolan CV, Grasman RP et al. A dynamical model of general intelligence: the positive manifold of intelligence by mutualism. Psychol Rev 2006;113:842-61.
52.Bartholomew DJ, Deary IJ, Lawn M. A new lease of life for Thomson's bonds model of intelligence. Psychol Rev 2009;116:567-79.
53.Borsboom D, Cramer AO. Network analysis: an integrative approach to the structure of psychopathology. Annu Rev Clin Psychol 2013;9:91-121.
54.Hyman SE. The diagnosis of mental disorders: the problem of reification. Annu Rev Clin Psychol 2010;6:155-79.
Количество просмотров: 292
Предыдущая статьяАссоциация предшествующих состояний риска психоза и непсихотических расстройств с уровнем заболеваемости психозами в общей популяции: проспективное исследование в когорте NEMESIS-2
Следующая статьяБезопасность применения 80 антидепрессантов, антипсихотиков, препаратов для лечения синдрома дефицита внимания и гиперактивности, стабилизаторов настроения у детей и подростков с психическими расстройствами: крупномасштабный систематический метаобзор 78 н
Прямой эфир