https://doi.org/10.53656/voc21-4.3dist

Резюме. Статията представя резултатите от адаптацията на Въпросника за измерване на дистрес на идентичността (Berman et al. 2004) за български условия с извадка от 202 изследвани лица на възраст от 17 до 30 години. Установи се висока надеждност на въпросника както за цялата скала, така и по отделните подскали. Статистическите анализи и процедури показват, че инструментът е надежден и валиден за български условия. Приложимостта на инструмента дава възможност за ориентиране на специалистите, работещи с юноши и младежи в степента на преживявана стабилност и нестабилност в процеса на личностна себерегулация и очертаване на основните сфери, в които е необходима подкрепа. В контекста на динамични промени, висок възприеман стрес, липса на възможност за стабилно дългосрочно ориентиране и период на удължено психосоциално съзряване 10-айтемната скала е лесен за администриране инструмент с диагностична и прогностична цел в индивидуалната и екипната консултативна практика.

Ключови думи: дистрес на идентичността; въпросник; адаптация; юноши; младежи

Модерните западни общества тенденциозно стават все по-сложни, разнообразни и плуралистични. Това оказва влияние върху прехода към зрелост, който се превърна в предизвикателство за младите хора в световен мащаб. Много младежи изпитват значим дистрес, който е част от този преход. За някои от тях, преходът към зрелостта става непоносим и вреди на нормалния курс на развитие, като оказва и дисфункция на индивидуално ниво върху личността. Неслучайно през последните години идентичността може да бъде разбирана като процес, който не само се удължава, но е и открит, дестандартизиран и се характеризира с разнородни или множество пътища на развитие (patchwork identity) (Кraus 2007).

Наръчникът на психичните разстройства [DSM-III-R] (APA 1987), представя диагностична категория, обозначавана като „разстройство на идентичността“, чиято основна характеристика е тежък субективен дистрес по отношение на невъзможността да се интегрират аспекти на Аза в сравнително последователно и приемливо чувство за себе си. Както е определено в DSMIII-R, разстройството на идентичността обхваща несигурност по най-различни въпроси, свързани с идентичността, включително дългосрочни цели, избор на кариера, модели на приятелство, сексуална ориентация и поведение, религиозна идентификация, морална система, както и групова лоялност. Наръчникът на психичните разстройства, 4-то изд. [DSM-IV] (APA 1994), прекласифицира разстройството на идентичността като „други състояния, които могат да бъдат във фокуса на клинично внимание“. Въпреки че категорията в DSM на този вид дистрес е променена, а в DSM 5 е премахната по етични съображения, самият проблем не се е променил или изчезнал. Дистресът на идентичността все още може да представлява проблем за много млади хора по пътя на тяхната зрелост.

Стрес, свързан с изследване на идентичността, е нормален и очакван (Еrikson 1968). Въпреки това някои хора изпитват интензивни смущения и криза на идентичността, която води до значителна дисфункционалност (Waterman 1988). Една от причините за високите нива на дистрес сред някои студенти може да се окаже невъзможността им да интегрират различни аспекти на своята идентичност по време на този период на бързи промени в развитието. Дистресът на идентичността е дефиниран като „тежък субективен дистрес по отношение на неспособността да се приемат аспекти на личността в сравнително по-следователно и приемливо себеусещане“ (APA 1980, 65).

Според литературата консолидираната идентичност е свързана с широк набор от психосоциални корелати. Те се отнасят както до положителното, така и до отрицателното функциониране (Schwartz et al. 2011). Що се отнася до положителното функциониране, литературата идентифицира (а) убеждението, че събитията в живота, независимо дали са добри или лоши, са причинени от контролируеми фактори (вътрешен локус на контрол; Cote' & Levine 2002; Rotter 1966; Schwartz 2007), и (б) положителна цялостна оценка на собствената стойност (себеоценка) (Rosenberg 1965), като защитни фактори. Що се отнася до отрицателното функциониране, с убеждението, че събитията в живота, добри или лоши, са причинени от неконтролируеми фактори, като околната среда, други хора или по-висша сила (външен локус на контрол); (Cote' & Levine 2002; Rotter 1966; Schwartz 2007), тревожни симптоми (Birmaher et al. 1997; Crocetti et al. 2009) и депресивни симптоми (Crocetti et al. 2012) сe идентифицират като фактори, които биха могли да окажат влияние върху процесите на идентичността в негативен смисъл.

На фона на удължен процес на съзряване (Arnett 2004) въпросът за дистреса, свързан с идентичността, придобива все по-силно значение. В допълнение, постигането на стабилни избори в дългосрочна перспектива е особено комплицирано в условията на пандемия. Нестабилността на контекста и динамиката в глобален мащаб затруднява ориентирането и целеполагането, както и оказва въздействие върху възприемания личен контрол, което е свързано с повишени равнища на възприеман стрес. Това се отнася до общата психосоциална идентичност, представляваща процес на експериментиране и избори в идеологически и интерперсонален план. Всичко това насочва вниманието към търсенето на бърз диагностичен инструмент, който да се използва от специалисти заедно с други методи за изследване за определяне на степента на изживяван дистрес основно в аспекта на самоопределяне.

Скала за измерване на дистреса, свързан с идентичността (IDM; Berman et al. 2004)

Въпросникът за изследване на дистреса на идентичността (Berman et al. 2004) е създаден в опит да се документират тежестта и разпространението на стрес, свързан с идентичността и дисфункционалността ѝ. От публикуването му досега, макар и с бавни стъпки, се увеличават изследванията по въпроса за връзката с процеса на изграждане и поддържане на идентичност и различни психични корелати на здравето (Gfellner & Co'rdoba 2011).

Скалата за измерване на дистреса на идентичността, 10-айтемна, и е конструирана върху DSM-III-R и измерва степента на дистрес, свързан с нерешените въпроси на идентичността (Berman et al. 2004) (вж. приложението). Използвана е 5-айтемна скала за отговор (от 1 – изобщо не съм, до 5 – изключително много), според която изследваните лица посочват в каква степен са се чувствали тъжни, стресирани или разтревожени, като цяло, в следните житейски сфери: дългосрочни цели, кариерен избор, приятелство, интимна сфера, религия, ценности и вярвания и групова лоялност. Има айтем за измерване колко дълго са преживявали дистрес в тази връзка и до каква степен това е свързано с ежедневия им живот.

Целта на описаното тук изследване е да се адаптира за български условия скалата за измерване на дистреса на идентичността (Berman et al. 2004). Направен е превод на айтемите от трима независими преводачи, а формулировките са използвани в пилотно изследване преди адаптацията.

Очакваме полът и възрастта да нямат значим ефект, предвид периода на активно изграждане и поддържане на идентичността, който надхвърля юношеска възраст и се простира и в периода на възникваща зрялост. Като цяло, очакваме повечето респонденти да имат умерени и смесени нива на дистрес съгласно класификационните правила.

Участници в изследването

Изследвани са 202 лица във възрастовия диапазон 17 – 30 г. (M=21,37; SD=3,07), от които 94 (46,5%) мъже и 108 (53,5%) жени. От тях, 158 (78,2%) са неженени/неомъжени, 13 (6,4%) са женени/омъжени, 1 (0,5%) е разделен и 30 (14,9%) живеят в кохабитация. 189 (93,6%) са без деца, а едва 13 (6,4%) имат деца. 102 (50,5%) живеят с родителите си, 42 (16,3%) живеят с партньор (в брак или кохабитация), 13 (6,4%) живеят сами, 5 (2,5%) живеят в собствен апартамент, 18 (8,9%) живеят на квартира и 22 (10,9% ) съжителстват под наем с други.

Студентите са анкетирани групово по време на семинарни занятия. Всички те учат в Университета по библиотекознание и информационни технологии – УниБИТ.

Резултати

Надеждност на въпросника и общи резултати

Измерената алфа на Кронбах на въпросника е .72.

Съгласно правилото на класификацията на DSM III 16 души от респондентите са отнесени към категориите с ниско или високо ниво на дистрес, а най-много – 170, са със смесени нива на дистрес. Съгласно класификацията на DSM IV с ниско ниво на дистрес са отново 16 души, с високо са 25, а със смесено ниво на дистрес са 161 души.

Проведеният едноизвадков тест на Колмогоров-Смирнов показа, че разпределението на общия бал на променливата дистрес на идентичността се отклонява от нормалното (табл. 1). Този резултат води до извода, че при последващи статистически анализи на тези данни изследователите трябва да се придържат към непараметрични методи за обработка на данни.

Проведеният непараметричен тест на Ман-Уитни показа, че няма полови различия по отношение на измеренията на дистреса на идентичността. Между групите на 17 – 23-годишните и 24 – 30-годишните младежи също не се установиха статистически значими различия по сферите на изживяван дистрес на идентичността.

При сравнение по професионално направление при студентите от хуманитарни и точни науки се установиха три статистически значими различия: по отношение на интимните отношения (Mann-Whithey U=3 334.000; p>.01), религиозността (Mann-Whithey U=3 419.500; p>.01) и ценностите и вярванията (Mann-Whithey U=4 131.000; p=.05), като студентите от точните науки се отличават с по-висок дистрес по отношение на интимни отношения (Mean Rank=119.48), религия (Mean Rank=118.61) и ценности и вярвания (Mean Rank=111.35), отколкото студентите от хуманитарните науки (Mean Rank=84.56; Mean Rank=85.38; Mean Rank = 92.23).

Конструкт валидност

Експлораторен факторен анализ

Експлораторният факторен анализ разкри 3 фактора с тегло над 1 или 3 субскали, които обясняват 59,8% от вариацията (виж. фиг. 1 и табл. 2).

Получената стойност на теста за обща извадкова адекватност на КайзерМайер-Олкин при фиксирани фактори е .707 (което е над общоприетaта гранична стойност от .6), а на теста на Бартлет за сферичност е 474.749 (df = 45, p < .01). За определяне на съдържанието на осемте фактора са взети само айтеми с факторни тегла над 0.40 в патерн-матрицата. Айтемите, които имат по-ниски тегла, са изключени.

На табл. 2 са показани трите субскали.

Първият фактор, който най-общо можем да наречем „Дистрес“, обяснява 28,81% от вариацията, в него с високи факторни тегла се включват айтемите „интимни отношения“, „религия“, „ценности и вярвания“ и „групова лоялност“. Той има висок коефициент на вътрешна консистентност (α = .76), а корелацията между всеки айтем и цялата скала варира от висока (r=0.517) до много висока (r=0.869) (виж табл. 3).

Вторият фактор – „Еустрес“, обяснява 47,79% от вариацията и също има висок коефициент на надеждност алфа .70. В него влизат айтемите „дългосрочни цели“, „кариерен избор“ и „приятелство“.

Третият фактор – „Преживян дистрес“, обяснява 59,08% от вариацията и е с надеждност .51. Коефициентът на надеждност на Кронбах не е достатъчно висок, но е приемлив за целите на адаптацията на скалата.

Корелационен анализ

За доказване на конструкт валидността на скалата е направен корелационен анализ с конструктитe себерефлексия, депресия и тревожност.

Корелации между дистрес, себерефлексия, депресията и тревожност се по-твърдиха частично (виж табл. 3).

Слаб пункт на търсената конструкт валидност с Въпросника за проактивно-ригидно осмисляне (RRQ; Trapnell & Campbell 1999), Кратка скала за депресия на Центъра за епидемиологични изследвани (CES‐D 10; Radloff 1970) и Контролен лист за симптоматика за тревожност (Symptom Cheklist 90-R; Derogatis & Savitz 2000) е, че трите инструмента не са адаптирани за български условия. Въпреки това се наблюдават от слаби до умерени корелации между дистрес на идентичност и себерефлексия, депресия и тревожност.

Отчетените ниски частични корелации са очаквани и потвърждават, че идентичността може да бъде разглеждана като метаконструкт, който има частични връзки с осмислянето, депресията и тревожността, но по специфичен начин отразява степента на себеопределеност, която е свързана със сложното взаимодействие на личностови и средови фактори.

Интимните отношения, груповата лоялност и религията нямат връзка с осмислянето, депресията и тревожността. Това е свързано, от една страна, както с външния им надличностен характер, така и вероятно с намирането на възможност за личен избор и поддържане на изборите в тези сфери. Най-малко корелации са отчетени с проактивното осмисляне – слаба положителна връзка има с дългосрочните цели и кариерния избор.

Дългосрочните цели и кариерният избор, които възрастово са най-важни задачи, имат връзка с проактивното осмисляне и това е възможен път за подкрепа в процеса на поддържане на идентичността.

Ригидното осмисляне има връзка с дългосрочните цели, общия преживяван дискомфорт, несигурност и тяхната продължителност.

Всички компоненти на дистреса на идентичност имат отчетени слаби по-ложителни корелации с депресията и тревожността. Това потвърждава, че както целите и кариерните избори, така и идеологическите избори и тези в интерперсонален аспект са свързани с преживявани депресия и тревожност.

Дискусия

Скалата за измерване на дистрес на идентичността IDS е адаптирана за български условия. За тази цел въпросникът беше администриран с извадка от 202 изследвани лица на възраст 17 – 30 години. Статистическите анализи и процедури, които бяха проведени, показаха, че инструментът е надежден и валиден. Установи се наличието на три фактора, базирани върху експлораторен факторен анализ. Преводът на скалата за български условия е даден в приложението.

Това, заедно с надеждността на въпросника, дава основание той да бъде предложен за използване от специалисти, ангажирани в различни сфери в работата с юноши и младежи като диагностичен и прогностичен инструмент.

Очертаните фактори показват, че дистресът на идентичността е свързан по специфичен начин с дистрес, еустрес и преживяван дистрес. Интересна част от диагностиката е натрупването на несигурността, общото ниво на изпитван дискомфорт и продължителността им в самостоятелен фактор, определен като възприеман дистрес. Дългосрочните цели, кариерният избор и приятелството оформят самостоятелен фактор. Интимните отношения, религията, ценностите и вярванията и груповата лоялност са отделен фактор. Това дава възможност за насочване на интервенциите и консултациите в посока, свързана в по-висока степен с идеологическите или интерперсоналните избори.

Възможен път за намаляване на тревожността и депресията, които имат по-ложителна връзка с всички аспекти на дистрес на идентичността, потвърждават нуждата от търсене на възможности и пътища за подкрепа в продължаващия период на личностно самоопределяне. Възможен път за това е посредством подкрепа на проактивното осмисляне и намаляване степента на ригидно осмисляне.

С помощта на използване на краткия въпросник могат да бъдат очертани, от една страна, статусът на всяко изследвано лице, като цяло, а от друга страна – сферите, в които да бъдат насочени консултациите и търсенето на изпреварващи себесъхраняващи поведения. Образованието, кариерните избори и развитие са важни не само за личностното развитие, но са и част от планиране и насочване на предлаганите посоки и възможности и адаптиране на съдържанието, ресурсите и консултативната практика за специалистите.

ПРИЛОЖЕНИЕ

Въпросник за измерване на дистрес на идентичността

До каква степен напоследък сте се чувствали нещастни, подложени на силен стрес или разтревожени за нещата, които ви се случват? Моля, изберете отговора, който ви описва най-добре, от посочената скала, като оградите цифрата с кръгче.

1. За дългосрочните си цели? (намиране на добра работа, интимна връзка и др.)

1-------2-------3-------4-------5

изобщо не съм малко средно много изключително много

2. Избор на кариера? (вземане на решение за област на развитие или профе

1-------2-------3-------4-------5

изобщо не съм малко средно много изключително много

3. Приятелски връзки? (изживяване на загуба на приятел, промяна в приятелските взаимоотношения и др.)

1-------2-------3-------4-------5

изобщо не съм малко средно много изключително много

4. Сексуална ориентация и поведение? (чувство на обърканост в сексуалните предпочитания, интензивност на сексуалните желания и др.)

1-------2-------3-------4-------5

изобщо не съм малко средно много изключително много

5. Религиозните въпроси? (загуба на вяра, промяна във вярванията и религиозните предпочитания и др.)

1-------2-------3-------4-------5
изобщо не съм малко средно много изключително много

6. Ценности или светогледна позиция? (чувство на объркване в представите за добро и лошо и др.)

1-------2-------3-------4-------5
изобщо не съм малко средно много изключително много

7. Лоялност към групата? (принадлежност към клуб, приятелски кръг, група и др.)

1-------2-------3-------4-------5
изобщо не съм малко средно много изключително много

8.Моля, оценете общото ниво на дискомфорт (колко зле сте се почувствали), като цяло.

1-------2-------3-------4-------5
изобщо не съм малко средно много изключително много

9. Моля, оценете степента на несигурност, която сте изпитали по отношение на житейските въпроси, като цяло (например спрели сте да правите нещата, които обичате или са ви карали да се чувствате щастливи)

1-------2-------3-------4-------5
изобщо не съм малко средно много изключително много

10. Колко дълго (ако това се отнася до вас) сте се чувствали разстроени или разтревожени за нещата в живота си, като цяло? (Използвайте долната скала за отговор)

1----------2----------3----------4----------5
никога или по-малко от месец – 1 до 3 месеца – 3 до 6 месеца – 6 до 12 месеца – над 12 месеца

REFERENCES

APA, 1980. American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders (3rd Edition) (DSM-III).Washington DC: Author

APA, 1987. American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders (3rd ed., rev.). Washington, DC: Author.

APA, 1994. American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders (4th ed.). Washington, DC: Author.

Arnett, J. J., 2004. Emerging adulthood: The winding road from the late teens through the twenties. New York, NY: Oxford University Press.

Birmaher, B., Khetarpal, S, Brent, D., Cully, M., Balach, L., Kaufman, J. & Neer, S.M., 1997. The Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED): scale construction and psychometric characteristics. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry 36(4), 545 – 553. doi: 10.1097/00004583-199704000-00018

Côté, J. E. & Levine, C. G., 2002. Identity formation, agency, and culture: A social psychological synthesis. Lawrence Erlbaum Associates Publishers.

Crocetti ,E., Klimstra, T., Keijsers, L., Hale 3rd, W. & Meeus, W., 2009. Anxiety trajectories and identity development in adolescence: a fivewave longitudinal study. J Youth Adolesc 38(6), 839 - 849. doi: 10.1007/ s10964-008-9302-y.

Erikson, E. H., 1968. Identity, youth and crisis. New York: Norton

Gfellner, B. M., & Cordoba, A. I., 2011. Identity distress, psychosocial maturity, and adaptive functioning among university students. Identity: An International Journal of Theory and Research 11, 136 – 154.

Kraus, W., 2007. The narrative negotiation of identity and belonging. In M. Bamberg (Ed.), Narrative: State of the art (pp. 123 – 132). Amsterdam and Philadelphia: John Benjamins.

Rosenberg, M., 1965. Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Princeton University Press

Rotter, J. B., 1966. Generalized expectancies for internal versus external control of reinforcement. Psychological Monographs: General and Applied, 80(1), 1 - 28. https://doi.org/10.1037/h0092976

Schwartz, S. J., 2007. The structure of identity consolidation: Multiple correlated constructs or one superordinate construct? Identity: An International Journal of Theory and Research 7, 27 – 49. doi:10.1080/15283480701319583

Schwartz, S., Luyckx, K., Beyers, W., Soenens, B., Zamboanga, B., Forthun, L., et al., 2011. Examining the light and dark sides of emerging adults’ identity: A study of identity status differences in positive and negative psychosocial functioning. Journal of Youth and Adolescence 40, 839 – 859. doi:10.1007/s10964-010- 9606-6.

Waterman, A. S., 1988. Identity status theory and Erikson’s theory: Communalities and differences. Developmental Review 8, 185 – 208.