Content uploaded by Karolina Staniaszek
Author content
All content in this area was uploaded by Karolina Staniaszek on Nov 14, 2018
Content may be subject to copyright.
ROCZNIKI PSYCHOLOGICZNE /ANNALS OF PSYCHOLOGY
DOI: http://dx.doi.org/10.18290/rpsych.2017.20.2-5pl
KAROLINA STANIASZEK
a
AGNIESZKA POPIEL
b
a
Uniwersytet Warszawski
Wydział Psychologii
b
SWPS Uniwersytet Humanistycznospołeczny
Wydział Psychologii
OPRACOWANIE I WALIDACJA
EKSPERYMENTALNEJ POLSKIEJ WERSJI SKRÓCONEJ
KWESTIONARIUSZA SCHEMATÓW YOUNGA (YSQ-ES-PL)
1
DO BADANIA
WCZESNYCH SCHEMATÓW DEZADAPTACYJNYCH
Kwestionariusz Schematów Younga (YSQ) służy do pomiaru nasilenia wczesnych schematów
dezadaptacyjnych wiązanych z przejawami zaburzeń psychicznych, szczególnie zaburzeń osobo-
wości. Przeprowadzono, analogiczną do oryginalnej, procedurę skrócenia polskiej wersji YSQ
oraz określono właściwości psychometryczne opracowanego narzędzia poprzez analizę rzetelności
i trafności (N = 1073). W drugiej części badania zweryfikowano strukturę czynnikową metodą
konfirmacyjnej analizy czynnikowej w grupie z Badania 1 oraz w niezależnej grupie (N = 898).
Zmniejszono liczbę pozycji w kwestionariuszu z 232 do 90 – po 5 w każdej z 18 skal odpowiada-
jących poszczególnym schematom. Uzyskano adekwatne i wysokie współczynniki spójności we-
wnętrznej skal oraz skali ogólnej. Ogólna miara schematów była pozytywnie związana z przeko-
Adres do korespondencji: K
AROLINA
S
TANIASZEK
– Uniwersytet Warszawski, Wydział Psycho-
logii, ul. Stawki 5/7, 00-183 Warszawa; e-mail: kstaniaszek@psych.uw.edu.pl
Artykuł opracowany w ramach programów: MAESTRO3 2012/06/A/ HS6/00340 oraz
ETIUDA 2016/20 /T/ HS6/00026 (w ramach finansowania stypendium doktorskiego, przyznanego
Karolinie Staniaszek) Narodowego Centrum Nauki.
Dziękujemy Justynie Oettingen za udostępnienie przetłumaczonej na język polski długiej
wersji kwestionariusza YSQ, personelowi oraz pacjentom i pacjentkom Centrum Psychoterapii
Warszawskiego Uniwersytetu Medycznego, a także dr Ewie Pragłowskiej za pomoc w realizacji
badania. Składamy również podziękowania prof. Bogdanowi Zawadzkiemu za cenne uwagi do
pierwszej wersji niniejszego artykułu. Dziękujemy redaktor Annie Strzałkowskiej z wydawnictwa
Paradygmat za konsultacje językowe dotyczące polskich terminów w terapii schematów.
2017, XX, 2, 373-399
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
374
naniami charakterystycznymi dla wszystkich zaburzeń osobowości, badanych Kwestionariuszem
Przekonań PBQ. Nasilenie schematów (poza skalą „Samopoświęcenie”) istotnie różnicowało
osoby z grupy klinicznej (N = 31) i nieklinicznej (N = 1042). Potwierdzono również teoretyczną
strukturę czynnikową narzędzia, chociaż słabość niektórych miar dopasowania sugeruje koniecz-
ność dalszych badań. Uzyskane wyniki dostarczają podstaw do wykorzystania eksperymentalnej
polskiej wersji skróconej Kwestionariusza Schematów Younga jako miary nasilenia wczesnych
schematów dezadaptacyjnych.
Słowa kluczowe: Kwestionariusz Schematów Younga; YSQ; wczesne schematy dezadaptacyjne;
analiza psychometryczna; struktura czynnikowa; zaburzenia osobowości; terapia schematów.
WPROWADZENIE
Kwestionariusz Schematów Younga (Young Schema Questionnaire, YSQ)
jest narzędziem przeznaczonym do pomiaru nasilenia wczesnych schematów
dezadaptacyjnych (Early Maladaptive Schemas, EMS) – jednego z centralnych
konstruktów teoretycznych leżących u podstaw terapii schematów (Schema
Therapy)
1
.
Schemat poznawczy, zdefiniowany przez Becka jako „struktura poznawcza
selekcjonująca, kodująca, oceniająca bodźce oddziałujące na organizm” czy
„trwały aspekt funkcjonowania poznawczego jednostki, tworzący system klasy-
fikacji bodźców” (Beck, 1967; za: Popiel i Pragłowska, 2008, s. 39), jest pod-
stawowym pojęciem w psychopatologii poznawczej. Teoria Becka bywa okre-
ślana przez niektórych autorów (Wells, 1997; za: Stopa i Waters, 2005) jako teo-
ria schematów, gdyż treści (np. automatyczne myśli) i operacje poznawcze
(zniekształcenia) są przejawem schematu poznawczego. Implikacją tego założe-
nia jest koncentracja na identyfikacji i modyfikacji dysfunkcjonalnych schema-
tów w procesie terapii poznawczej.
Jeffrey Young, uczeń i wieloletni współpracownik Becka, rozwinął teorię
schematów i wywodzącą się z niej formę psychoterapii (Young, Klosko
i Weishaar, 2014). Podejście, którego założenia sformułował, ma charakter inte-
grujący terapię poznawczo-behawioralną z nurtami psychodynamicznymi i hu-
manistycznymi, ze szczególnym uwzględnieniem teorii przywiązania Johna
1
Termin „schema therapy” został uznany przez International Society of Schema Therapy
(zob. Edwards i Arntz, 2012). W niniejszym artykule posługujemy się tłumaczeniem „terapia
schematów”. Mimo niezręczności w języku polskim, jest on powszechnie używany przez prakty-
ków w Polsce, podobnie jak termin „terapia schematu”. Ponadto Jeffrey Young początkowo propo-
nował nazwę „schema-focused therapy”, tłumaczoną w literaturze polskojęzycznej jako „terapia
skoncentrowana na schematach”. Jest ona nadal używana w niektórych artykułach empirycznych
(por. Farrell, Shaw i Webber, 2009).
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
375
Bowlby’ego oraz terapii Gestalt (Young i in., 2014). Badania empiryczne dostar-
czają coraz więcej danych potwierdzających skuteczność terapii schematów
w leczeniu zaburzeń osobowości, z naciskiem na borderline (Bamelis, Evers,
Spinhoven i Arntz, 2014; Bernstein i in., 2012; Farrell, Shaw i Webber, 2009;
Giesen-Bloo i in., 2006; Nadort i in., 2009; Nordahl i Nysæter, 2005). Według
Younga wczesny schemat dezadaptacyjny to „obszerny, ogólny temat, wątek
treściowy dotyczący Ja jednostki, jej relacji z otoczeniem, sformułowany w dzie-
ciństwie, rozwijany w ciągu całego życia i w znacznym stopniu dysfunkcjonalny
dla jednostki” (Young i Behary, 1998; za: Popiel i Pragłowska, 2008, s. 341).
Schematy w tym ujęciu obejmują nie tylko przekonania, lecz także wspomnienia,
sferę emocjonalną oraz doznania cielesne. Związek wczesnych schematów dez-
adaptacyjnych z różnymi przejawami zaburzeń, szczególnie zaburzeniami oso-
bowości, znalazł potwierdzenie w badaniach empirycznych (por. Nordahl, Holthe
i Haugum, 2005; Petrocelli, Glaser, Calhoun i Campbell, 2001; Reeves i Taylor,
2007). Etiologia EMS przypisywana jest, zgodnie z modelem biospołecznym,
interakcji czynników temperamentalnych oraz wpływu środowiska. Ten ostatni
odnosi się przede wszystkim do roli nieadekwatnego zaspokojenia podstawo-
wych potrzeb emocjonalnych w obrębie wczesnodziecięcych więzi z ważnymi
osobami (Arntz i van Genderen, 2009; Young i in., 2014). Aktywacja schematów
wiąże się z przeżywaniem określonych stanów emocjonalnych oraz uruchomie-
niem strategii radzenia sobie (Jacob i Arntz, 2013). Reakcje te wpisują się zwykle
w mechanizm podtrzymywania schematów, utrudniając ich samoistną zmianę.
Pierwotna lista schematów powstała na bazie doświadczeń klinicznych
Younga (1994). Obecnie przyjmowany model zakłada hierarchiczną strukturę
18 schematów przyporządkowanych do pięciu domen wiązanych hipotetycznie
z nieadekwatnym zaspokojeniem poszczególnych uniwersalnych potrzeb emo-
cjonalnych (Tabela 1)
2
.
2
W ostatnich latach rośnie w Polsce popularność terapii schematów. Ukazały się tłumaczenia
głównych książek tego nurtu – z kilkoma wersjami tłumaczenia podstawowych terminów dla kon-
cepcji schematów, dotyczących m.in. nazw schematów i obszarów schematów. Proponowane przez
nas w niniejszym artykule tłumaczenia uwzględniają konsultacje językowe i terminy funkcjonujące
potocznie w praktyce klinicznej. W Załączniku podajemy główne angielskie terminy oraz najczęst-
sze funkcjonujące tłumaczenia zaczerpnięte z wydanych w języku polskim książek. Mamy nadzieję,
że pozwoli to uporządkować nieco różnorodność polskojęzycznej terminologii w tej dziedzinie.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
376
Tabela 1
Wczesne schematy dezadaptacyjne, domeny schematów oraz odpowiadające im potrzeby
Obszary Potrzeby Schematy
Brak więzi i odrzucenie bezpiecznej więzi, akceptacji,
ochrony
Deprywacja emocjonalna
Opuszczenie/Niestabilność więzi
Nieufność/Skrzywdzenie
Izolacja społeczna
Wadliwość/Wstyd
Ograniczona autonomia
i niskie umiejętności autonomii, kompetencji,
tożsamości
Wadliwość
Zależność/Nieudolność
Poczucie zagrożenia
Uwikłanie emocjonalne/Brak poczucia
własnej odrębności
Brak ograniczeń realistycznych ograniczeń,
samokontroli Uprzywilejowanie/Poczucie wyższości
Niedostateczna samokontrola
Ukierunkowanie na innych dowolnej ekspresji potrzeb
i emocji
Podporządkowanie
Samopoświęcenie
Poszukiwanie aprobaty i uznania
Nadmierna czujność
i zahamowanie spontaniczności i zabawy
Zahamowanie emocjonalne
Bezwzględne standardy/ Nadmierny
krytycyzm
Pesymizm
Skłonność do karania
Kwestionariusz YSQ jest obecnie najszerzej stosowanym narzędziem do
pomiaru nasilenia wczesnych schematów dezadaptacyjnych zarówno w praktyce
klinicznej, jak i w badaniach naukowych
3
. Funkcjonuje w dwóch głównych wer-
sjach: pełnej (YSQ-L) i skróconej (YSQ-S). Pierwotnie zawierał 205 pozycji,
odnoszących się do 16 schematów (Young, 1994). Wersję skróconą opracowano,
bazując na wynikach analizy głównych składowych (PCA), poprzez wybór pię-
ciu pozycji z najwyższymi ładunkami dla każdej z 16 skal (Schmidt, Joiner,
Young i Telch, 1995). Najnowsza pełna wersja YSQ-L3 obejmuje 232 pytania,
zaś skrócona YSQ-S3 – 90 pytań przyporządkowanych do 18 skal odpowiadają-
cych poszczególnym schematom (Young i in., 2014). Badania empiryczne po-
zwoliły uznać YSQ za narzędzie diagnostyczne charakteryzujące się wysoką
zgodnością wewnętrzną i satysfakcjonującą stabilnością czasową (Oei i Bara-
noff, 2007). YSQ pozwala różnicować pomiędzy osobami z grupy klinicznej
i nieklinicznej (Rijkeboer, van den Bergh i van den Bout, 2005). Właściwości
3
Niektórzy autorzy (por. Sheffield i Waller, 2012) wskazują, że pozycje YSQ odnoszą się ra-
czej do przekonań (treści poznawczych) związanych ze schematami niż schematów „per se”.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
377
psychometryczne YSQ uzasadniają wykorzystanie kwestionariusza w celach
naukowych i klinicznych. Weryfikacja struktury czynnikowej YSQ przynosiła do
tej pory niejednoznaczne rezultaty w odniesieniu do czynników drugiego rzędu
(obszarów), jednak pozostawała dość spójna w potwierdzeniu dopasowania mo-
delu 18-czynnikowego. Wykazano, że wersja skrócona charakteryzuje się po-
równywalnymi właściwościami psychometrycznymi do wersji pełnej (Stopa,
Thorne, Waters i Preston, 2001; Waller, Meyer i Ohanian, 2001).
Do tej pory opublikowano wyniki analiz psychometrycznych 10 wersji języ-
kowych YSQ-S3, pochodzących z różnych kręgów kulturowych. Badania te po-
twierdziły trafność zbieżną i różnicową, wysoką rzetelność pomiaru skalą ogólną
oraz satysfakcjonującą stabilność czasową (por. Bach, Simonsen, Christoffersen
i Kriston, 2017). Zgodność wewnętrzna skal odpowiadających poszczególnym
schematom pozostawała na poziomie
α
Cronbacha > 0,70, poza pojedynczymi
wymiarami w niektórych wersjach językowych.
W świetle informacji dostępnych w czasie przygotowania niniejszego artyku-
łu wyniki prac nad polską adaptacją YSQ-S3, w formie będącej bezpośrednim
tłumaczeniem oryginalnej wersji skróconej, są w trakcie publikacji (Oettingen,
Chodkiewicz, Mącik, Gruszczyńska, w druku). Według naszej wiedzy kwestio-
nariusz YSQ w polskiej wersji językowej został do tej pory wykorzystany
w kilku opublikowanych badaniach (por. Besta, Barczak, Lewandowska-Walter
i Dozois, 2014; Mącik, 2016). Dotychczas nie podjęto próby opracowania pol-
skojęzycznej wersji skróconej YSQ na podstawie wersji długiej narzędzia. Celem
niniejszego artykułu jest uzupełnienie wiedzy empirycznej w tym zakresie,
szczególnie w kontekście coraz szerszego stosowania terapii schematów w prak-
tyce klinicznej leczenia zaburzeń osobowości w Polsce.
Prezentowane badanie składało się z dwóch części. W pierwszej (Badanie 1)
przeprowadzono procedurę skrócenia YSQ, do 90 pozycji, przy jednoczesnym
zachowaniu właściwości psychometrycznych oraz teoretycznie zakładanej struk-
tury czynnikowej. Za wskaźnik rzetelności przyjęto wysoką zgodność we-
wnętrzną (
α
Cronbacha > 0,80). W badaniu trafności oczekiwano – na podstawie
założeń teoretycznych oraz wyników wcześniejszych badań – dodatnich korela-
cji nasilenia schematów z przekonaniami charakteryzującymi poszczególne za-
burzenia osobowości. Spodziewano się przy tym istotnie wyższych wyników na
skalach YSQ w grupie klinicznej w porównaniu z niekliniczną (Bach i in., 2017;
Rijkeboer i in., 2005). W drugiej części (Badanie 2) zweryfikowano przyjęte
rozwiązanie metodą konfirmacyjnej analizy czynnikowej.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
378
METODA
Badane grupy
Badanie 1 było prowadzone w próbie mieszanej (N = 1073), obejmującej
osoby z populacji ogólnej oraz klinicznej, rekrutowane z wykorzystaniem doboru
przypadkowego (N = 709; 66,1%) oraz zaproszenia słuchaczy studiów podyplo-
mowych Szkoły Psychoterapii Poznawczo-Behawioralnej Uniwersytetu SWPS
(N = 63; 5,9%). Dodatkowo analizie poddano wyniki 270 (25,2%) uczestników
wypadków drogowych, biorących udział w programie badawczym „PTSD: Dia-
gnoza, Terapia, Profilaktyka” (PTSD-DTP) – TRAKT-3. Grupę kliniczną stano-
wiły osoby, które korzystały z leczenia z powodu zaburzeń lękowych, depresyj-
nych oraz zaburzeń osobowości, zdiagnozowanych przez psychiatrę kwalifikują-
cego do oddziału w Centrum Psychoterapii Warszawskiego Uniwersytetu Me-
dycznego (N = 31; 2,9%). W związku z brakiem dostępu do dokumentacji me-
dycznej nie było możliwe, na potrzeby badania, określenie dokładnej charaktery-
styki tej grupy pod kątem diagnozy psychiatrycznej.
W Badaniu 2 brało udział 898 osób, uczestniczących w badaniach właści-
wych w ramach programu PTSD-DTP – TRAKT-3. Wśród nich 33,2% stanowiły
osoby, które brały udział w wypadku komunikacyjnym (N = 298), 33,2% – stra-
żacy w służbie czynnej (N = 298) oraz 33,6% – ofiary powodzi (N = 302; dane
sześciu osób, które nie wypełniły YSQ, zostały pominięte).
Tabela 2
Charakterystyka prób w Badaniu 1 i 2
Badanie 1 Badanie 2
Charakterystyki
demograficzne Cała próba Próba kliniczna Próba niekliniczna Cała próba
N = 1073 N = 31 N = 1042 N = 898
Płeć; N (%)
kobieta 610 (56,8)
#
24 (77,4) 586 (56,2) 339 (37,8)
mężczyzna 460 (42,9) 7 (22,6) 453 (43,5) 559 (62,2)
Wiek; średnia (SD) 31 (13,7) 30,9 (7,0) 31,0 (13,9) 39,2 (13,2)
Wykształcenie; N (%)
wyższe 555 (51,7)
##
18 (58,1) 537 (51,5) 306 (34,1)
średnie 283 (26,4) 13 (41,9) 270 (25,9) 452 (50,3)
zasadnicze 221 (20,6) – 221 (21,2) 106 (11,8)
podstawowe 10 (0,9) – 10 (1) 34 (3,8)
Uwaga.
#
dla trzech osób uczestniczących w badaniu nie uzyskano informacji o płci;
##
dla czterech osób biorą-
cych udział w badaniu nie uzyskano informacji o poziomie wykształcenia.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
379
Dane wykorzystane w niniejszym artykule pochodziły z pomiarów realizo-
wanych w kontakcie bezpośrednim (metodą „papier-ołówek”), w latach 2012-
2015. Wszystkie osoby brały udział w badaniu dobrowolnie, a obydwa badania
zostały zatwierdzone przez lokalną komisję do spraw etyki badań naukowych.
Charakterystyka demograficzna osób uczestniczących w Badaniu 1 (z po-
działem na próbę kliniczną i niekliniczną) oraz Badaniu 2 została przedstawiona
w Tabeli 2.
Zastosowane narzędzia badawcze
Osoby biorące udział w Badaniu 1 wypełniały kwestionariusz będący pol-
skim tłumaczeniem pełnej wersji oryginalnego Kwestionariusza Schematów
Younga (YSQ-L3). Składa się on z 232 pozycji, pogrupowanych kolejno według
18 skal odpowiadających poszczególnym wczesnym schematom dezadaptacyj-
nym (por. Tabela 1). Każda ze skal zawiera od 9 do 17 pozycji. Wygenerowana
została również skala ogólna, składająca się ze wszystkich 232 pozycji. Przyjęty
format odpowiedzi zakładał ocenę poszczególnych stwierdzeń z wykorzystaniem
6-stopniowej skali Likerta (od 1 – „zupełnie nieprawdziwe w odniesieniu do
mnie”, do 6 – „w pełni mnie opisuje”). Zgodnie z przyjętymi standardami orygi-
nalną wersję YSQ-L3 przetłumaczyły niezależnie na język polski dwie osoby
znające podstawy teoretyczne i kliniczne kwestionariusza (psycholog i lekarz
psychiatra). Następnie zastosowano procedurę tłumaczenia zwrotnego na język
angielski. Wybrane pozycje z obydwu wersji tłumaczenia zostały dodatkowo
porównane z tłumaczeniem przeprowadzonym niezależnie przez Justynę Oettin-
gen z Uniwersytetu Jagiellońskiego
4
. Nie stwierdzono istotnych różnic treścio-
wych między obiema wersjami. W Badaniu 2 wykorzystano wersję YSQ zawie-
rającą 90 pozycji (po 5 w każdej ze skal), opracowaną według procedury opisa-
nej w dalszej części artykułu.
W badaniu trafności (jedynie grupa uczestników wypadków, N = 270) wyko-
rzystano ponadto Kwestionariusz Przekonań (PBQ – Personality Beliefs Ques-
tionnaire), który odnosi się do poznawczej teorii zaburzeń osobowości (Beck
i in., 2001) i został szczegółowo opisany w niniejszym numerze Roczników
(Zawadzki, Popiel, Pragłowska i Newman, 2017).
4
W badaniach użyto tłumaczenia YSQ-L3 dokonanego na język polski kilka lat przed rozpo-
częciem badań, na podstawie zgody udzielonej drugiej autorce artykułu przez J. Younga. W fazie
końcowej zbierania danych uzyskano od autora informację o przygotowywaniu i autoryzacji nieza-
leżnego tłumaczenia YSQ autorstwa J. Oettingen. Wersja, za pomocą której przeprowadzono ni-
niejsze badania, została uznana za wersję eksperymentalną, przeznaczoną wyłącznie do celów
badawczych w ramach projektu PTSD: DTP.
W celu uzyskania Kwestionariusza Schematów Younga należy kontaktować się z autorką obec-
nej wersji polskiej – Justyną Oettingen, która aktualnie dysponuje prawami do polskich wersji YSQ.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
380
PROCEDURA ANALIZY DANYCH
Badanie 1
Procedurę skrócenia narzędzia przeprowadzono, analogicznie do oryginalnej
metody opracowania YSQ-S (Schmidt i in., 1995), z wykorzystaniem analizy
głównych składowych (PCA) na danych pochodzących z całej próby (N =1073).
Zgodnie z założeniami teoretycznymi modelu schematów wymuszono rozwiąza-
nie zakładające 18 składowych. W związku ze wzajemnym skorelowaniem nie-
których składowych (współczynnik r Pearsona > 0,32) zastosowano rotację nie-
ortogonalną Oblimin (Tabachnick i Fidell, 2013). Procedurę przeprowadzono
najpierw na danych ipsatyzowanych w celu osłabienia głównej składowej i ła-
twiejszej interpretacji rozwiązania (Baron, 1996). Usunięto pozycje: (1) o najniż-
szych ładunkach (poniżej 0,40); (2) ładowane składowymi interpretowanymi
jako różne od założonych w wersji oryginalnej; (3) ładowane przez więcej niż
jedną składową, jeśli drugi ładunek czynnikowy był wyższy niż 0,20. Ze wzglę-
du na niestabilność rozwiązania dla składowych odpowiadających schematom
„Negatywizm/Pesymizm” oraz „Skłonność do karania”, pozostawiono na tym
etapie wszystkie pozycje z tych skal. W ten sposób otrzymano 165 pozycji, które
poddano ponownie tej samej procedurze, tym razem stosując bardziej konserwa-
tywne kryteria: pozostawiono pozycje z ładunkami powyżej 0,40-0,65 (elastycz-
nie, w zależności od stabilności rozwiązania i liczby pytań w skali). Uzyskano
111 pozycji (od 5 do 7 w skali) w ustabilizowanym rozwiązaniu czynnikowym.
Następnie wykonano korektę przyjętego rozwiązania na danych surowych. Na tej
podstawie uzyskano ostateczny zestaw 90 pozycji i 18 składowych, interpre-
towalnych jako miary nasilenia poszczególnych schematów opisanych przez
Younga. W celu weryfikacji rozwiązania zastosowano procedurę eksploracyjnej
analizy czynnikowej metodą osi głównych (PAF) z rotacją Oblimin na danych
surowych. Dla określenia optymalnej liczby czynników przyjęto kryterium
Kaisera wartości własnej większej od 1.
W związku z małą liczebnością próby klinicznej (N = 31) analizę rzetelności
wersji długiej i dwóch wersji skróconych przeprowadzono na danych uzyska-
nych dla całej próby. Obliczono współczynnik
α
Cronbacha dla skali ogólnej
oraz 18 podskal, a także skorygowane korelacje pomiędzy pozycją w skali
a wynikiem danej skali. W celu weryfikacji trafności zbieżnej i różnicowej na-
rzędzia obliczono korelacje (współczynniki r Pearsona) pomiędzy skalami YSQ
oraz PBQ (N = 270). Dla zachowania przejrzystości przedstawianych wyników
w niniejszym artykule prezentowane są korelacje uzyskane dla skali ogólnej
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
381
YSQ (dane dla 18 skal zostały jedynie omówione). Sprawdzono również, czy
osoby z próby klinicznej uzyskują istotnie wyższe wyniki na 18 skalach YSQ niż
te z próby nieklinicznej (jednoczynnikowa analiza wariancji ANOVA).
Badanie 2
Następnie zweryfikowano strukturę czynnikową opracowanej wersji skróco-
nej metodą konfirmacyjnej analizy czynnikowej, porównując rozwiązanie
18-czynnikowe (odpowiadające skalom mierzącym 18 schematów opisanych
przez Younga) z rozwiązaniem 1-czynnikowym (skala ogólna zawierająca
wszystkie pozycje kwestionariusza) oraz modelem hierarchicznym, który zakła-
da czynnik ogólny wyższego rzędu i 18 czynników niższego rzędu. Analizy
przeprowadzono na danych uzyskanych dla niezależnej próby (N = 898) w po-
równaniu z grupą z Badania 1 (N = 1073).
Zastosowano estymator największej wiarygodności (Maximum Likelihood),
odporny na niespełnienie założeń wielowymiarowego rozkładu normalnego:
MLR. Pozwoliło to na uzyskanie skorygowanych statystyk Chi-kwadrat (
χ
2
),
asymptotycznie równoważnych statystyce T-2 z gwiazdką (T
2
*) Yuana-Bentlera,
wykorzystującej podejście oparte na uogólnionej metodzie najmniejszych kwa-
dratów (Rosseel, 2012; Yuan i Bentler, 2000). Do wyznaczenia odpornych błę-
dów standardowych zastosowano estymator Hubera-White’a. Procedura MLR
umożliwiła wykorzystanie w analizie wszystkich obserwacji, łącznie ze 128
(14,3%), które zawierały braki danych (0,6%). Dla estymacji brakujących warto-
ści zastosowano pełnoinformacyjny estymator największej wiarygodności (Full
Information Maximum Likelihood, FIML).
Odnosząc się do obowiązujących standardów (Jackson, Gillaspy i Purc-
Stephenson, 2009), zastosowano kilka ogólnych miar dopasowania w celu osza-
cowania zgodności modelu z danymi: skorygowaną statystykę Chi-kwadrat
(
χ
2
),
Chi-kwadrat
dzielony przez liczbę stopni swobody (
χ
2
/df), porównawczy wskaź-
nik dopasowania (CFI), skorygowany wskaźnik dobroci dopasowania (AGFI),
pierwiastek średniego kwadratu błędu aproksymacji (RMSEA) oraz wystandary-
zowany pierwiastek średniego kwadratu reszt (SRMR). Przyjęto następujące
wartości graniczne, interpretowane jako szacunkowe wskaźniki dobrego (w na-
wiasach: akceptowalnego) dopasowania modelu: CFI ≥ 0,97 (0,95); AGFI ≥
0,90 (0,85); RMSEA ≤ 0,05 (0,08); SRMR ≤ 0,05 (0,10) (Schermelleh-Engel,
Moosbrugger i Müller, 2003). Lokalne dopasowanie modelu 18-czynnikowego
było analizowane na podstawie wartości ładunków czynnikowych, rzetelności
ładunków (współczynnik omega) oraz przeciętnej wyodrębnionej wariancji
(average variance explained, AVE).
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
382
Analizy statystyczne przeprowadzono z wykorzystaniem pakietów staty-
stycznych: SPSS 23 (IBM Corp., Armonk, NY) oraz lavaan w środowisku R
(R Development Core Team, 2015; Rosseel, 2012).
WYNIKI
Opracowanie wersji skróconej
Używając metody głównych składowych, wybrano 90 z 232 pozycji kwe-
stionariusza na podstawie najwyższych ładunków odpowiadających 18 składo-
wym (interpretowanym jako skale odnoszące się do poszczególnych EMS). Ze-
staw 90 pozycji (YSQ-ES-PL) zawierał 56 pozycji wspólnych z oryginalną wer-
sją skróconą (62,2%) oraz 34 z pozostałej puli pytań wersji pełnej. Wyjaśniały
one 66% ogólnej wariancji. Rozwiązanie to zostało zweryfikowane w eksplora-
cyjnej analizie czynnikowej metodą osi głównych. Kryterium Kaisera wskazało
na uzasadnione wyodrębnienie 18 czynników odpowiadających poszczególnym
skalom i wyjaśniających łącznie 59% wariancji. Ładunki czynnikowe, niższe niż
uzyskane w procedurze PCA, przekraczały wartość 0,50 dla większości pozycji
(poza 10 pytaniami) w skróconej wersji skal. Ładunki przy pytaniach nr 46
(-0,31; pozycja 118 w YSQ-L3) i nr 50 (-0,26; pozycja 123 w YSQ-L3) w skali
„Podporządkowanie” osiągnęły wartość poniżej satysfakcjonującej (≤ 0,40).
Najwyższe ładunki składowej uzyskano dla skali „Deprywacja emocjonalna”
(od -0,72 do -0,89), najniższe zaś dla „Podporządkowania” (od -0,26 do -0,67).
Dla pozostałych czynników odpowiadających poszczególnym skalom wartości te
mieściły się w następujących przedziałach: „Opuszczenie/Niestabilność więzi”
(0,40-0,74), „Nieufność/Skrzywdzenie” (od -0,56 do -0,76), „Izolacja społecz-
na” (0,57-0,85), „Wadliwość/Wstyd” (0,51-0,66), „Porażka” (0,62-0,83), „Za-
leżność/Niekompetencja”, (0,51-0,80) „Poczucie zagrożenia” (0,44-0,67),
„Uwikłanie emocjonalne/Brak poczucia własnej odrębności” (0,56-0,80), „Sa-
mopoświęcenie” (0,56-0,66), „Zahamowanie emocjonalne” (od -0,56 do -0,66),
„Bezwzględne standardy/Nadmierny krytycyzm” (od -0,59 do -0,70), „Uprzywi-
lejowanie/Poczucie wyższości” (0,41-0,75), „Niedostateczna samokontrola”
(od -0,51 do -0,60), „Poszukiwanie aprobaty i uznania” (0,41-0,77), „Negaty-
wizm/Pesymizm” (0,41-0,71), „Skłonność do karania” (0,52-0,73).
Czynniki wysoko korelowały z odpowiadającymi im skalami w wersji dłu-
giej (współczynnik r Pearsona r > 0,80) i oryginalnej wersji skróconej (r > 0,90),
z wyjątkiem czynnika interpretowanego jako zmienna „Podporządkowanie”.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
383
Rzetelność pomiaru skal wersji skróconej
Analiza rzetelności wykazała wysoką (
α
Cronbacha od 0,79 do 0,91) spój-
ność wewnętrzną podskal i skali ogólnej (
α
= 0,97) wersji skróconej narzędzia
(Tabela 3). Uzyskany współczynnik rzetelności skali ogólnej był równy dla oby-
dwu wersji skróconych (oryginalnej i opracowanej według procedury opisanej
w niniejszym artykule) i nieco wyższy dla wersji pełnej z 232 pozycjami
(
α
= 0,99). Współczynniki spójności wewnętrznej poszczególnych podskal
w oryginalnej wersji YSQ-S3 mieściły się w przedziale od 0,74 do 0,91.
Tabela 3
Porównanie średnich, odchyleń standardowych i rzetelności (α Cronbacha) dla grupy z Badania 1
trzech wersji Kwestionariusza Schematów Younga: pełnej (YSQ-L3), skróconej złożonej z orygi-
nalnych pozycji (YSQ-S3-oryg) oraz skróconej na podstawie procedury opisanej w niniejszym
artykule (YSQ-ES-PL)
YSQ-L3 YSQ-S3-oryg YSQ-ES-PL
Skala N
i
M SD
α
N
i
M SD
α
N
i
M SD
α
ED 9 2,11 1,06 0,93 5 2,11 1,08 0,88 5 2,06 1,11 0,91
AB 17 2,21 0,94 0,92 5 2,34 1,12 0,83 5 2,37 1,16 0,84
MA 17 2,33 0,90 0,92 5 2,33 1,04 0,82 5 2,76 1,17 0,87
SI 10 2,05 1,04 0,91 5 2,13 1,14 0,86 5 2,01 1,18 0,91
DS 15 1,78 0,82 0,92 5 1,66 0,94 0,90 5 1,65 0,94 0,89
FA 9 2,03 1,02 0,93 5 1,98 1,07 0,91 5 1,98 1,07 0,91
DI 15 1,84 0,84 0,93 5 1,72 0,84 0,82 5 1,88 1,00 0,88
VU 12 1,98 0,90 0,90 5 1,89 0,97 0,82 5 1,93 0,97 0,81
EU 11 1,86 0,86 0,90 5 1,87 0,95 0,82 5 1,94 1,00 0,82
SB 10 2,07 0,88 0,88 5 1,96 0,93 0,81 5 1,94 0,93 0,83
SS 17 3,01 0,91 0,90 5 3,00 0,99 0,74 5 3,47 1,07 0,79
EI 9 2,30 1,04 0,89 5 2,18 1,14 0,89 5 2,18 1,14 0,89
US 16 2,74 1,00 0,92 5 2,92 1,13 0,79 5 2,69 1,19 0,86
ET 11 2,55 0,93 0,87 5 2,39 1,03 0,81 5 2,34 1,02 0,80
IS 15 2,48 0,96 0,91 5 2,57 1,12 0,84 5 2,57 1,12 0,84
AS 14 2,45 0,93 0,91 5 2,67 1,05 0,79 5 2,63 1,12 0,85
NP 11 2,42 1,08 0,92 5 2,45 1,20 0,88 5 2,52 1,20 0,87
PU 14 2,56 0,93 0,90 5 2,32 0,97 0,81 5 2,50 1,09 0,85
Ogólna 232 2,29 0,69 0,99 90 2,25 0,70 0,97 90 2,30 0,70 0,97
Uwaga. Skale YSQ: ED – Deprywacja emocjonalna, AB – Opuszczenie/Niestabilność więzi, MA – Nieufność/
Skrzywdzenie, SI – Izolacja społeczna, DS – Wadliwość / Wstyd, FA – Porażka, DI – Zależność/Niekompe-
tencja, VU – Poczucie zagrożenia, EU – Uwikłanie emocjonalne/Brak poczucia własnej odrębności, SB –
Podporządkowanie, SS – Samopoświęcenie, EI – Zahamowanie emocjonalne, US – Bezwzględne standar-
dy/Nadmierny krytycyzm, ET – Uprzywilejowanie/Poczucie wyższości, IS – Niedostateczna samokontrola,
AS – Poszukiwanie aprobaty i uznania, NP – Negatywizm/ Pesymizm, PU – Skłonność do karania; N
i
– liczba
pozycji w skali; M – średnia; SD – odchylenie standardowe,
α
– współczynnik alfa Cronbacha.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
384
Dane dotyczące analizy rzetelności YSQ-ES-PL w próbie z Badania 2 zosta-
ły przedstawione w Tabeli 4. Uzyskane współczynniki okazały się nieznacznie
wyższe niż w Badaniu 1. Dla skali ogólnej spójność wewnętrzna wyniosła
α
= 0,98.
Wszystkie skorygowane współczynniki korelacji pozycja-skala (item-total
correlations) dla opracowanej wersji skróconej YSQ w próbie z Badania 1 prze-
wyższały akceptowalne minimum 0,40.
Trafność pomiaru skal wersji skróconej
Wyniki analizy macierzy korelacji (współczynniki r Pearsona) ogólnej miary
wczesnych schematów dezadaptacyjnych (wynik ogólny YSQ-ES-PL) oraz
wszystkich wiązek przekonań poznawczych odnoszących się do poszczególnych
zaburzeń osobowości zostały przedstawione na Wykresie 1.
Uwaga. ** Korelacje istotne na poziomie p < 0,01 (dwustronnie); * korelacje istotne na poziomie p < 0,05
(dwustronnie).
Wykres 1. Korelacje (współczynniki r Pearsona) skali ogólnej Kwestionariusza Schematów Younga
YSQ-ES-PL z nasileniem schematów poznawczych charakteryzujących poszczególne zaburzenia
osobowości (badanych Kwestionariuszem Przekonań PBQ).
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
385
Najsilniejsze związki stwierdzono dla przekonań odpowiadających zaburze-
niu osobowości borderline (r = 0,51; p = 0,01), zależnej (r = 0,45; p = 0,01) oraz
unikającej (r = 0,44; p < 0,01). Najsłabiej z ogólną miarą schematów korelowały
treści poznawcze charakterystyczne dla osobowości schizoidalnej (r = 0,15;
p < 0,05). Poza negatywnym związkiem schematu „Samopoświęcenia” z przeko-
naniami charakteryzującymi zaburzenia osobowości schizoidalnej (r = -0,19;
p < 0,05), wszystkie istotne statystycznie korelacje między poszczególnymi
schematami a zestawami przekonań były dodatnie (biorąc pod uwagę poprawkę
Bonferroniego). Przekonania odnoszące się do osobowości borderline były pozy-
tywnie związane z każdym z wczesnych schematów dezadaptacyjnych (r ≥ 0,27;
p < 0,01), oprócz „Samopoświęcenia” (n.i.), będąc jednocześnie najsilniejszym
korelatem dla 10 z nich. Najbardziej związane były z: „Zależnością/Niekompe-
tencją” i „Wadliwością/Wstydem” (r = 0,51; p < 0,01), „Izolacją społeczną”
(r = 0,48; p < 0,01) oraz „Porażką” (r = 0,46; p < 0,01). Schemat „Nieufność /
Skrzywdzenie” był najsilniej skorelowany z treściami poznawczymi odnoszący-
mi się do osobowości paranoicznej (r = 0,42; p < 0,01), „Skłonnośność do kara-
nia” (r = 0,49; p < 0,01), „Bezwzględne standardy/Nadmierny krytycyzm”
(r = 0,34; p < 0,01) i „Samopoświęcenie” (r = 0,21; p < 0,01) – obsesyjno-
-kompulsyjnej, „Poszukiwanie aprobaty i uznania” – zależnej i histrionicznej
(r = 0,38; p < 0,01), „Uprzywilejowanie/Poczucie wyższości” – narcystycznej
r = 0,49; p < 0,001) i bierno-agresywnej (r = 0,42; p < 0,01), zaś „Uwikłanie
emocjonalne/Brak poczucia własnej odrębności” – schizotypowej (r = 0,37;
p < 0,01).
Zgodnie z oczekiwaniami ogólne nasilenie wczesnych schematów dezadap-
tacyjnych było istotnie wyższe w grupie klinicznej (M = 3,41) w porównaniu
z niekliniczną (M = 2,27); F(1, 1071) = 85,72; p < 0,01; η² = 0,07. Różnica ta
była istotna statystycznie (p < 0,05) także dla wszystkich skal YSQ (F(1, 1071) ≥
4,45), z wyjątkiem „Samopoświęcenia” (n.i.). Najwyższe wielkości efektu uzy-
skano dla różnic w nasileniu: „Deprywacji emocjonalnej” (η² = 0,08; p < 0,01)
oraz „Izolacji społecznej”, „Wadliwości/Wstydu”, „Porażki” i „Niedostatecznej
samokontroli” (η² = 0,06; p < 0,01). Średnie nasilenia poszczególnych schema-
tów w obu grupach zostały przedstawione na Wykresie 2.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
386
Uwaga. Skale YSQ: ED – Deprywacja emocjonalna, AB – Opuszczenie/Niestabilność więzi, MA – Nieufność/
Skrzywdzenie, SI – Izolacja społeczna, DS – Wadliwość/Wstyd, FA – Porażka, DI – Zależność/ Niekom-
petencja, VU – Poczucie zagrożenia, EU – Uwikłanie emocjonalne/ Brak poczucia własnej odrębności, SB –
Podporządkowanie, SS – Samopoświęcenie, EI – Zahamowanie emocjonalne, US – Bezwzględne standardy /
Nadmierny krytycyzm, ET – Uprzywilejowanie/Poczucie wyższości, IS – Niedostateczna samokontrola, AS –
Poszukiwanie aprobaty i uznania, NP – Negatywizm/ Pesymizm, PU – Skłonność do karania, Sk. Ogólna – Skala
ogólna.
Wykres 2. Średnie wyniki skal Kwestionariusza Schematów Younga YSQ-ES-PL w grupie klinicznej
(N = 31) i nieklinicznej (N = 1042) wraz z przedziałami ufności na poziomie 95%. Różnice między-
grupowe (ANOVA) istotne na poziomie p < 0,01 dla wszystkich skal, poza „Samopoświęceniem”
(SS) oraz „Uprzywilejowaniem/Wielkościowością” (ET).
Konfirmacyjna analiza czynnikowa wersji skróconej
Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej na danych z grupy z Badania 1
wskazują, poza skorygowaną statystyką
χ
2
, na akceptowalne, a nawet dobre do-
pasowanie modelu 18-czynnikowego:
χ
2
(3762) = 7725,59; p = 0,00;
χ
2
/df =
= 2,05; CFI = 0,904; AGFI = 0,857; RMSEA = 0,031 [95% CI 0,030-0,032];
SRMR = 0,042. Wskaźniki dopasowania dla modelu zakładającego 18 czynni-
ków niższego rzędu i jeden czynnik ogólny są nieco słabsze:
χ
2
(3897) =
= 8650,12; p = 0,00;
χ
2
/df = 2,22; CF = 0,885; AGFI = 0,846; RMSEA = 0,042
[95% CI 0,042-0,043]; SRMR = 0,055. Model 1-czynnikowy charakteryzuje się
brakiem dopasowania (poza wskaźnikami RMSEA i SRMR, które osiągnęły
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
387
akceptowalny poziom):
χ
2
(3915) = 24604,20; p = 0,00;
χ
2
/df = 6,29; CFI =
= 0,499; AGFI = 0,613; RMSEA = 0,070 [95% CI 0,069-0,071]; SRMR = 0,078.
Tabela 4
Wyniki konfirmacyjnej analizy czynnikowej Kwestionariusza Schematów Younga: YSQ-ES-PL (gru-
pa z Badania 2)
Skala/
pozycja
Ładunki czynnikowe (standaryzowane) Rzetelność
skali (współ-
czynnik
α
Cronbacha)
Rzetelność
czynnika
(współczyn-
nik ω)
Przeciętna
wyodrębniona
wariancja
1 2 3 4 5
ED 0,813 0,872 0,911 0,864 0,851 0,94 0,93 0,74
AB 0,818 0,869 0,853 0,760 0,797 0,91 0,91 0,67
MA 0,636 0,834 0,889 0,840 0,789 0,89 0,90 0,64
SI 0,717 0,877 0,891 0,899 0,843 0,93 0,92 0,71
DS 0,833 0,830 0,845 0,742 0,823 0,91 0,91 0,66
FA 0,789 0,834 0,846 0,842 0,800 0,91 0,91 0,68
DI 0,796 0,855 0,864 0,753 0,572 0,88 0,88 0,60
VU 0,562 0,666 0,614 0,809 0,788 0,82 0,82 0,48
EU 0,683 0,727 0,790 0,809 0,725 0,86 0,86 0,55
SB 0,747 0,606 0,802 0,793 0,667 0,86 0,84 0,52
SS 0,782 0,862 0,771 0,812 0,692 0,90 0,89 0,61
EI 0,691 0,744 0,800 0,767 0,697 0,86 0,86 0,54
US 0,702 0,841 0,828 0,828 0,756 0,90 0,90 0,63
ET 0,622 0,615 0,757 0,718 0,587 0,81 0,79 0,43
IS 0,738 0,845 0,816 0,766 0,639 0,88 0,87 0,58
AS 0,622 0,784 0,785 0,775 0,718 0,86 0,85 0,54
NP 0,769 0,851 0,848 0,806 0,698 0,90 0,90 0,63
PU 0,742 0,793 0,829 0,831 0,804 0,90 0,90 0,64
Uwaga. Skale YSQ: ED – Deprywacja emocjonalna, AB – Opuszczenie/Niestabilność więzi, MA – Nieufność/
Skrzywdzenie, SI – Izolacja społeczna, DS – Wadliwość /Wstyd, FA – Porażka, DI – Zależność/ Niekompe-
tencja, VU – Poczucie zagrożenia, EU – Uwikłanie emocjonalne /Brak poczucia własnej odrębności,
SB – Podporządkowanie, SS – Samopoświęcenie, EI – Zahamowanie emocjonalne, US – Bezwzględne standar-
dy/Nadmierny krytycyzm, ET – Uprzywilejowanie/Poczucie wyższości, IS – Niedostateczna samokontrola,
AS – Poszukiwanie aprobaty i uznania, NP – Negatywizm /Pesymizm, PU – Skłonność do karania.
Ogólne wskaźniki dopasowania modelu 18-czynnikowego w niezależnej
grupie (Badanie 2) dały niejednoznaczne rezultaty. Skorygowana statystyka
χ
2
przyjęła wartość 8753,21; df = 3762; p = 0,00, wykazując brak dopasowania.
Jednocześnie, biorąc pod uwagę złożoność modelu,
χ
2
podzielone przez liczbę
stopni swobody wskazało na akceptowalne dopasowanie (
χ
2
/df = 2,33). Indeksy
CFI (0,880) oraz AGFI (0,803) wskazały na brak dobrego dopasowania modelu.
Z kolei wartości RMSEA (0,038; 95% CI 0,038-0,039) oraz SRMR (0,045) sta-
nowią o dobrym dopasowaniu. Model z 18 czynnikami i jednym czynnikiem
ogólnym wyższego rzędu, odpowiadającym skali ogólnej, uzyskał nieco słabsze,
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
388
ale porównywalnie interpretowane wskaźniki dopasowania do modelu 18-czyn-
nikowego:
χ
2
(3897) = 9922,61; p = 0,00;
χ
2
/df = 2,55; CFI = 0,855; AGFI =
= 0,785; RMSEA = 0,041 [95% CI 0,041-0,042]; SRMR = 0,066. W przypadku
modelu 1-czynnikowego następujące miary wskazały na brak dopasowania: sko-
rygowane
χ
2
(3915) = 25205,57; p = 0,00;
χ
2
/df = 6,44; CFI = 0,487; AGFI =
= 0,522. Natomiast RMSEA (0,078; 95% CI 0,077-0,079) oraz SRMR (0,088)
wskazały na dopasowanie na granicy akceptowalności.
Wyniki analizy lokalnego dopasowania modelu 18-czynnikowego do danych
z niezależnej próby (Badanie 2) przedstawiono w Tabeli 4. Wszystkie ładunki
czynnikowe przyjęły wartości powyżej 0,50. Wartości współczynnika omega
przekraczały poziom 0,80, wskazując na dobrą i bardzo dobrą rzetelność po-
szczególnych czynników, poza czynnikiem odpowiadającym skali „Uprzywile-
jowanie/Poczucie wyższości” (ω = 0,79). Przeciętna wyodrębniona wariancja
przekraczała minimalny pożądany poziom 0,50 dla poszczególnych czynników,
z wyjątkiem „Poczucia zagrożenia” (AVE = 0,48), potwierdzając dobrą rzetel-
ność miar schematów. Wszystkie czynniki, poza opowiadającym schematowi
„Samopoświęcenie”, były ze sobą wzajemnie skorelowane (p < 0,01) na pozio-
mie od słabego (r = 0,22 dla „Skłonność do karania” – „Deprywacja emocjonal-
na”) do silnego r = 0,76 dla „Wadliwość/Wstyd” – „Izolacja społeczna”).
DYSKUSJA
Na podstawie wyników uzyskanych w prezentowanych analizach można
uznać, że procedura skrócenia wersji pełnej YSQ-L3 pozwoliła opracować rze-
telne i trafne narzędzie do pomiaru nasilenia wczesnych schematów dezadapta-
cyjnych na potrzeby prowadzonych przez nas badań w polskich warunkach kul-
turowych. Kwestionariusz YSQ-ES-PL, analogicznie do jego oryginalnej wersji,
zawiera 90 pozycji, po 5 w każdej z 18 skal odpowiadających poszczególnym
schematom według koncepcji Younga.
Wykorzystana w procedurze skracania YSQ analiza głównych składowych
ma w założeniu charakter raczej opisowy, może jednak być wykorzystywana
jako technika redukcji danych (Borsboom, 2005). Zdaniem niektórych badaczy
eksploracyjna analiza czynnikowa ma trafniejsze zastosowanie przy skracaniu
narzędzi psychometrycznych niż PCA (por. Costello i Osborne, 2005). Zdaniem
innych analiza głównych składowych daje podobne rezultaty (por. Thompson,
2004), a jej wykorzystanie w tym celu jest uzasadnione i praktykowane
(Tabachnik i Fidell, 2013). Pomimo wspomnianych kontrowersji, metoda skró-
cenia narzędzia była zgodna z założeniami przyjętymi przy opracowywaniu an-
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
389
glojęzycznej wersji skróconej YSQ (Schmidt i in., 1995; Young, 1998). Eksplo-
racyjną analizę czynnikową zastosowano natomiast jako wstępną metodę przete-
stowania opracowanego rozwiązania. PCA pozwoliła wyłonić skale o stosunko-
wo wysokiej spójności wewnętrznej kosztem ryzyka zawężenia treściowego
wymiarów do zestawu pozycji najsilniej ze sobą skorelowanych. W związku
z tym, że w opisywanym badaniu zdecydowano się na replikację oryginalnej
procedury, uzyskane narzędzie – podobnie jak jego anglojęzyczna wersja – nie
jest wolne od tego ograniczenia. Wysokie współczynniki korelacji pomiędzy
obiema wersjami krótkimi a wersją pełną wskazują jednak, że wszystkie wersje
są porównywalne treściowo. Dla YSQ-ES-PL korelacje skal z analogicznymi
w wersji długiej przekraczały poziom 0,85 (dla 13 z nich współczynnik korelacji
r Pearsona był wyższy niż 0,90). Wynik całej skali YSQ-ES-PL był skorelowany
z YSQ-L3 na poziomie 0,99. Należy przy tym wspomnieć, że w YSQ-ES-PL
przyjęto układ pozycji analogiczny do wersji pełnej (pozycje zostały ułożone
kolejno według skal). Zdecydowano się na to rozwiązanie celem umożliwienia
dokonania adekwatnego porównania wersji długiej i skróconej, pomimo pew-
nych słabości przyjętego rozwiązania, m.in. wspierania tendencji do spójnego
odnoszenia się do pozycji umieszczonych obok siebie (por. Rijkeboer, 2012).
Analiza rzetelności wykazała, że udało się – pomimo skrócenia długości skal
– utrzymać wysoką spójność wewnętrzną całego narzędzia, a także miar po-
szczególnych wymiarów. Poza schematem „Samopoświęcenie” (
α
= 0,79), rze-
telność pomiaru wszystkimi skalami przekraczała poziom
α
= 0,80, sugerując
możliwość wykorzystania narzędzia zarówno do celów naukowych, jak i w dia-
gnozie indywidualnej. Parametry spójności wewnętrznej okazały się wyższe
w stosunku do uzyskanych w niektórych innych wersjach językowych, m.in.
francusko-kanadyjskiej (Hawke i Provencher, 2012), niemieckiej (Kriston i in.,
2013) czy duńskiej (Bach i in., 2017). Może to być związane z przyjętą w pol-
skim badaniu replikacją procedury skrócenia narzędzia zamiast wykorzystania
bezpośredniego tłumaczenia anglojęzycznej wersji skróconej oraz układem po-
zycji w kwestionariuszu.
Uzyskane dodatnie korelacje ogólnej miary schematów z przekonaniami cha-
rakterystycznymi dla zaburzeń osobowości są dodatkowym wskaźnikiem trafno-
ści YSQ-ES-PL. Zgodnie z oczekiwaniami związek ten był najsilniejszy dla bor-
derline, co jest spójne z założeniami teoretycznymi oraz wynikami dotychcza-
sowych badań empirycznych (por. Bach i in., 2017; Nordahl i in., 2005; Young
i in., 2014). Korelacje powyżej 0,35 (r Pearsona) ze wszystkimi przekonaniami
– poza właściwymi dla osobowości schizoidalnej i antyspołecznej – są prawdo-
podobnie odzwierciedleniem szerokiego zakresu treściowego zestawu 18 sche-
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
390
matów. Cechy osobowości schizoidalnej i antyspołecznej nie wiązały się z nasi-
leniem poszczególnych schematów (mierzonych przy użyciu wersji długiej
YSQ-2) również w badaniu przeprowadzonym przez Nordahla i współpracowni-
ków (2005). Można to rozumieć jako specyfikę tych zaburzeń, których obraz
kliniczny jest w mniej wyraźny sposób związany z treściami poznawczymi niż
z korelatami behawioralnymi. Możliwe też, że w obydwu badaniach osoby
z tymi cechami – nisko nasilonymi, poza specyficzną populacją kliniczną – były
znacznie niedoreprezentowane. W badaniu przeprowadzonym w duńskiej próbie
klinicznej osób z zaburzeniami osobowości uzyskano ujemny związek osobowo-
ści antyspołecznej ze schematami w ujęciu Younga (Bach i in., 2017). Interpre-
towano to jako specyfikę treściową schematów, węższą niż zakres treści po-
znawczych, charakterystycznych m.in. dla tego zaburzenia. Uzyskane w niniej-
szych analizach związki są znacząco silniejsze (w kierunku pozytywnym) niż
w badaniu duńskim. Prawdopodobnie wynika to stąd, że w polskiej próbie osoby
pochodziły w większości z populacji ogólnej. Ponadto zastosowane narzędzie
PBQ nie jest miarą patologii osobowości, a jedynie jej poznawczych korelatów.
Schematy według Younga mogą więc mocniej być związane z przekonaniami
w ujęciu Becka niż z nasileniem samego zaburzenia określanego według kryte-
riów diagnostycznych. Analiza specyficzności poszczególnych schematów dla
konkretnych zaburzeń osobowości lub związanych z nimi przekonań wykracza
poza ramy tego artykułu. Warto jednak podkreślić wyraźne związki cech zabu-
rzonej osobowości oraz schematów treściowo odpowiadających ich obrazowi
klinicznemu. Związek borderline z wieloma schematami, szczególnie odnoszą-
cymi się do doświadczeń braku więzi, porzucenia czy zależności, odpowiada
zarówno założeniom teorii Younga, jak i wcześniejszym badaniom empirycznym
(Arntz, Dietzel i Dreessen, 1999; Bach i in., 2017; Nordahl i in., 2005; Young
i in., 2014). Jednocześnie systematyczne korelacje nasilenia schematów ze
wszystkimi skalami PBQ wskazują, że YSQ można rozumieć raczej jako miarę
ogólnych predyspozycji do patologii osobowości niż podstawę predykcji kon-
kretnej diagnozy. Zdaje się to być potwierdzone poprzez istotnie wyższe nasile-
nie schematów (poza „Samopoświęceniem”) w zróżnicowanej próbie klinicznej
w porównaniu z populacją ogólną, spójne z wcześniejszymi badaniami w tym
zakresie (por. Kriston i in., 2013; Rijkeboer i in., 2005). Brak różnic w „Samopo-
święceniu” należy uznać za specyficzny dla tej próby, warunków kulturowych
lub wersji narzędzia. Ponadto związki schematów z poznawczymi korelatami
zaburzeń osobowości sugerują, że można je traktować jako konstrukty o właści-
wościach cech, tak jak to postulował Young (Young i in., 2014).
Na podstawie konfirmacyjnej analizy czynnikowej można stwierdzić, że mo-
del zakładający 18 czynników odpowiadających poszczególnym schematom oraz
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
391
model 18-czynnikowy z czynnikiem ogólnym odpowiadającym skali ogólnej
wydają się w większym stopniu dopasowane do danych niż model 1-czyn-
nikowy. Testowane modele były lepiej dopasowane do danych pochodzących
z Badania 1, co jest związane z tym, że w tej właśnie grupie były optymalizowa-
ne. Weryfikacja przeprowadzona na danych z niezależnej próby (Badanie 2) po-
zwala podtrzymać główne wnioski dotyczące trafności czynnikowej, chociaż
należy podkreślić, że nie są one już tak jednoznaczne. O ile skorygowana staty-
styka
χ
2
oraz indeksy CFI i AGFI wskazują na brak akceptowalnego dopasowa-
nia modelu, o tyle wartości
χ
2
/df, RMSEA i SRMR stanowią o dobrym dopaso-
waniu do danych. Podobne rozbieżności uzyskano w niektórych z wcześniej-
szych badań nad strukturą czynnikową różnych wersji językowych YSQ (por.
Kriston, Schäfer, von Wolff, Härter i Hölzel, 2012). Istotność statystyczna testu
χ
2
wydaje się związana z wielkością próby i złożonością modelu. Również AGFI
jest wskaźnikiem podatnym na niedoszacowanie dobroci dopasowania w przy-
padku dużej złożoności modelu, co może tłumaczyć jego niedostateczną wartość
(Schermelleh-Engel, Moosbrugger i Miller, 2003). W badaniach walidacyjnych
wersji niemieckiej i duńskiej uzyskano analogiczne rozbieżności, przyjmując za
podstawę dobrego dopasowania modelu bardziej odporne wskaźniki (RMSEA
i SRMR) oraz odpowiednio wysokie ładunki czynnikowe (Bach i in., 2017;
Kriston i in., 2012). W prezentowanych w niniejszym artykule analizach zarów-
no
χ
2
,
dzielony przez liczbę stopni swobody, RMSEA, SRMR, jak i wartości
ładunków czynnikowych (przekraczające 0,50, a w większości granicę 0,70) oraz
współczynniki rzetelności czynników i przeciętna wyodrębniona wariancja
wskazują na możliwość uznania adekwatnej trafności czynnikowej proponowa-
nego rozwiązania. Model 18-czynnikowy uzasadnia wyodrębnienie skal dla po-
szczególnych schematów, zaś model z czynnikiem ogólnym dodatkowo wspiera
użycie skali ogólnej w obliczeniach. Jednak w związku z niesatysfakcjonującymi
wartościami niektórych wskaźników oraz dość wysokim wzajemnym skorelowa-
niem części czynników sugerujemy dalsze analizy uwzględniające eksplorację
indeksów modyfikacyjnych.
Kolejne badania powinny także, naszym zdaniem, obejmować większą i bar-
dziej precyzyjnie zdefiniowaną próbę kliniczną, ze szczególnym uwzględnie-
niem osób z diagnozą zaburzeń osobowości. Przedstawione analizy nie dają
możliwości potwierdzenia stabilności czasowej uzyskanych wyników, co jest
postulowane na gruncie teoretycznym i zostało zweryfikowane w odniesieniu do
niektórych wersji językowych narzędzia.
Podsumowując, opisane badanie pozwoliło opracować zweryfikowaną psy-
chometrycznie, polską wersję eksperymentalną narzędzia mierzącego nasilenie
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
392
wczesnych schematów dezadaptacyjnych według koncepcji Younga. Uzyskane
wyniki wskazują, że proponowany przez nas skrócony kwestionariusz YSQ mo-
że znaleźć zastosowanie zarówno w badaniach naukowych, jak i w diagnozie
indywidualnej. Wydaje się to szczególnie ważne w kontekście systematycznego
zyskiwania przez terapię schematów statusu metody opartej na danych nauko-
wych (evidence-based treatment) w odniesieniu do leczenia właściwie całego
spektrum zaburzeń osobowości.
LITERATURA CYTOWANA
Arntz, A., Dietzel, R. i Dreessen, L. (1999). Assumptions in borderline personality disorder,
specificity, stability and relationship with etiological factors. Behaviour Research and
Therapy, 37, 545-557.
Arntz, A., van Genderen, H. (2009). Schema therapy for borderline personality disorders.
Chichester, West Sussex, Maiden: Wiley-Blackwell.
Bach, B., Simonsen, E., Christoffersen, P. i Kriston, L. (2017). The Young Schema Questionnaire 3
Short Form (YSQ-S3). Psychometric properties and association with personality disorders in
a Danish mixed sample. European Journal of Psychological Assessment, 33(2), 134-143.
DOI: 10.1027/1015-5759/a000272
Bamelis, L., Evers, S. M., Spinhoven, P. i Arntz, A. (2014). Results of a multicentered randomised
controlled trial on the clinical effectiveness of schema therapy for personality disorders.
American Journal of Psychiatry, 171(3) (March), 305-322.
Baron, H. (1996). Strengths and limitations of ipsative measurement. Journal of Occupational and
Organizational Psychology, 69, 49-56. DOI: 10.1111/j.2044-8325.1996.tb00599.x
Beck, A. T. (1967). The diagnosis and management of depression. Philadelphia, PA: University of
Pennsylvania Press.
Beck, A. T., Butler, A. C., Brown, G. K., Dahlsgaard, K. K., Newman, C. F. i Beck, J. S. (2001).
Dysfunctional beliefs discriminate personality disorders. Behaviour Research and Therapy,
39(10), 1213-1225. DOI: 11579990
Bernstein, D. P., Nijman, H. L. I., Karos, K., Keulen-de Vos, M., de Vogel, V. i Lucker, T. P.
(2012). Schema therapy for forensic patients with personality disorders: Design and prelimi-
nary findings of a multicenter randomized clinical trial in the Netherlands. International
Journal of Forensic Mental Health, 11(4), 312-324. DOI: 10.1080/14999013.2012.746757
Besta, T., Barczak, A., Lewandowska-Walter, A. i Dozois, D. J. (2014). Polish version of the
Cognitive Distortions Scale (CDS): Preliminary validation and personality correlates. Current
Issues in Personality Psychology, 3(3), 177-183. DOI: 10.5114/cipp.2014.46234
Borsboom, D. (2005). Measuring the mind. Conceptual issues in contemporary psychometrics.
Cambridge University Press.
Costello, A. B. i Osborne, J. W. (2005). Best practices in exploratory factor analysis: Four
recommendations for getting the most from your analysis. Practical Assessment Research
& Evaluation, 10(7), 1-9. DOI: 10.1.1.110.9154
Edwards, D. i Arntz, A. (2012). Schema therapy in historical perspective. [W:] M. van Vreeswijk,
J. Broersen i M. Nadort (red.), The Wiley-Blackwell handbook of schema therapy: Theory,
research, and practice (s. 3-26). Chichester: John Wiley & Sons.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
393
Farrell, J. M., Shaw, I. A. i Webber, M. A. (2009). A schema-focused approach to group
psychotherapy for outpatients with borderline personality disorder: A randomized controlled
trial. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 40(2), 317-328. DOI:
10.1016/j.jbtep.2009.01.002
Giesen-Bloo, J., van Dyck, R., Spinhoven, P., van Tilburg, W., Dirksen, C., van Asselt, T.,
Kremers, I., Nadort, M. i Arntz, A. (2006). Outpatient psychotherapy for borderline person-
ality disorder. Archives of General Psychiatry, 63, 649-658. DOI: 10.1001/archpsyc.63.6.649
Hawke, L. i Provencher, M. (2012). The Canadian French Young Schema Questionnaire:
Confirmatory factor analysis and validation in clinical and nonclinical samples. Canadian
Journal of Behavioural Science, 44(1), 40-49. DOI: 10.1037/a0026197
Jackson, D. L., Gillaspy, J. A. i Purc-Stephenson, R. (2009). Reporting practices in confirmatory
factor analysis: An overview and some recommendations. Psychological Methods, 14(1),
6-23. DOI: 10.1037/a0014694
Jacob, G. A. i Arntz, A. (2013). Schema therapy for personality disorders – a review. International
Journal of Cognitive Therapy, 6(2), 171-185.
Kriston, L., Schäfer, J., Jacob, G., Härter, M. i Hölzel, L. P. (2013). Reliability and validity of the
German version of the Young Schema Questionnaire – Short Form 3 (YSQ-S3). European
Journal of Psychological Assessment, 29(3), 205-212. DOI: 10.1027/1015-5759/a000143
Kriston, L., Schäfer, J., von Wolff, A., Härter, M. i Hölzel, L. P. (2012). The latent factor structure
of young’s early maladaptive schemas: Are schemas organized into domains? Journal of
Clinical Psychology, 68(6), 684-698. DOI: 10.1002/jclp.21846
Mącik, D. (2016). Wczesne nieadaptacyjne schematy Younga i ich związki z rysami zaburzeń oso-
bowości w populacji nieklinicznej – badania wstępne. Psychiatria i Psychoterapia, 12(1), 3-24.
Nadort, M., Arntz, A., Smit, J. H., Giesen-Bloo, J., Eikelenboom, M., Spinhoven, P., van Asselt, T.,
Wensing, M. i van Dyck, R. (2009). Implementation of outpatient schema therapy for
borderline personality disorder with versus without crisis support by the therapist outside
office hours: A randomized trial. Behaviour Research and Therapy, 47(11), 961-973. DOI:
10.1016/j.brat.2009.07.013
Nordahl, H. M., Holthe, H. i Haugum, J. A. (2005). Early maladaptive schemas in patients with or
without personality disorders: Does schema modification predict symptomatic relief? Clinical
Psychology and Psychotherapy, 12(2), 142-149. DOI: 10.1002/cpp.430
Nordahl, H. M. i Nysæter, T. E. (2005). Schema therapy for patients with borderline personality
disorder: A single case series. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry,
36(3), 254-264. DOI: 10.1016/j.jbtep.2005.05.007
Oei, T. P. S. i Baranoff, J. (2007). Young Schema Questionnaire: Review of psychometric and
measurement issues. Australian Journal of Psychology, 59(2), 78-86. DOI: 10.1080/000495
30601148397
Oettingen, J., Chodkiewicz, J., Mącik, D. i Gruszczyńska, E. (w druku). Polska adaptacja i wali-
dacja krótkiej wersji Kwestionariusza Schematów Younga (YSQ- S3-PL). Psychiatria Polska.
Petrocelli, J. V., Glaser, B. A., Calhoun, G. B. i Campbell, L. F. (2001). Early maladaptive schemas
of personality disorder subtypes. Journal of Personality Disorders, 15(6), 546-559. DOI:
10.1521/pedi.15.6.546.19189
Popiel, A. i Pragłowska, E. (2008). Psychoterapia poznawczo-behawioralna. Teoria i praktyka.
Warszawa: Paradygmat.
R Development Core Team (2015). R: A language and environment for statistical computing.
R Foundation for Statistical Computing, Vienna.
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
394
Reeves, M. i Taylor, J. (2007). Specific relationships between core beliefs and personality disorder
symptoms in a non-clinical sample. Clinical Psychology and Psychotherapy, 14(2), 96-104.
DOI: 10.1002/cpp.519
Rijkeboer, M. (2012). Validation of the Young Schema Questionnaire. W: M. van Vreeswijk,
J. Broersen, M. Nadort (red.), The Wiley-Blackwell handbook of schema therapy. Theory,
research, and practice (s. 531-540). Chichester: John Wiley & Sons.
Rijkeboer, M., van den Bergh, H. i van den Bout, J. (2005). Stability and discriminative power of
the Young Schema-Questionnaire in a Dutch clinical versus non-clinical population. Journal
of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 36(2), 129-144. DOI: 10.1016/j.jbtep.
2004.08.005
Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R package for structural equation modelling. Journal of Statistical
Software, 48(2), 1-36. Pobrano z http://www.jstatsoft.org/v48/i02/.
Schermelleh-Engel, K., Moosbrugger, H. i Müller, H. (2003). Evaluating the fit of structural
equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of
Psychological Research Online, 8(2), 23-74. DOI: 10.1002/0470010940
Schmidt, N. B., Joiner, T. E., Young, J. E. i Telch, M. J. (1995). The schema questionnaire:
Investigation of psychometric properties and the hierarchical structure of a measure of
maladaptive schemas. Cognitive Therapy and Research. DOI: 10.1007/BF02230402
Sheffield, A. i Waller, G. (2012). Clinical use of schema inventories. W: M. van Vreeswijk,
J. Broersen i M. Nadort (red.), The Wiley-Blackwell handbook of schema therapy: Theory,
Research, and Practice (s. 111-124). Chichester: John Wiley & Sons.
Stopa, L., Thorne, P., Waters, A. i Preston, J. (2001). Are the short and long forms of Young
Schema Questionnaire comparable and how well does each version predict psychopathology
scores? Journal of Cognitive Psychotherapy: An International Quarterly, 15(3), 253-272.
Pobrano z http://www.cognitivetherapyassociation.org/journal/v15.aspx
Stopa, L. i Waters A. (2005). The effect of mood on responses to the Young Schema Questionnaire:
Short form. Psychology and Psychotherapy: Theory, Research and Practice, 78, 45-57.
Tabachnick, B. G. i Fidell, L. S. (2013). Using multivariate statistics (wyd. 6). Boston: Pearson.
Thompson, B. (2004). Exploratory and confirmatory factor analysis: Understanding concepts and
application. Washington, DC: American Psychological Association.
Waller, G., Meyer, C., Ohanian, V. (2001). Psychometric properties of the long and short versions
of the Young Schema Questionnaire: Core beliefs among bulimic and comparison women.
Cognitive Therapy and Research, 25(2), 137-147.
Young, J. E. (1994). Cognitive therapy for personality disorders: A schema-focused approach.
Sarasota, FL: Professional Resource Press.
Young, J. E. (1998). Young Schema Questionnaire – Short Form. New York: Cognitive Therapy Centre.
Young, J. E., Klosko, J. S. i Weishaar, M. (2014). Terapia schematów. Podręcznik praktyka. Sopot:
Gdańskie Wydawnictwo Psychologiczne.
Yuan, K.-H. i Bentler, P. M. (2000). Three likelihood-based methods for mean and covariance
structure analysis with nonnormal missing data. Sociological Methodology, 30, 165-200. DOI:
10.1111/0081-1750.00078
Zawadzki, B., Popiel, A., Pragłowska, E. i Newman, C. (2017). Specyfika dezadaptacyjnych
przekonań w zaburzeniach osobowości: charakterystyka psychometryczna polskiej translacji
i trawestacji Kwestionariusza Przekonań (Personality Beliefs Questionnaire, PBQ). Roczniki
Psychologiczne, 20(2), 337-354.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
395
ZAŁĄCZNIK
PODSTAWOWE TERMINY TERAPII SCHEMATÓW
W pierwszej kolumnie tabeli podano terminy w wersji oryginalnej; w pozostałych ko-
lumnach – ich polskie odpowiedniki, przyjęte w sześciu publikacjach wydanych w Polsce.
Wersja
oryginalna Polski odpowiednik
Young, Klosko
i Weishaar
(2003)
1
Beck,
Freeman
i Davies
(2005)
2
Popiel
i Pragłow-
ska (2008)
3
Rafaeli,
Bernstein
i Young
(2011)
4
Young,
Klosko
i Weishaar
(2014)
5
Arntz i van
Genderen
(2016)
6
Staniaszek
i Popiel
(2017)
Propono-
wana
wersja
kanoniczna
Schema
Therapy
(schema-focused
approach)
Zoriento-
wany na
schematy
model
poznawczy
Terapia
zoriento-
wana na
schematy
Terapia
schematu
(Psychote-
rapia
skoncen-
trowana
na sche-
matach)
Terapia
schematów Terapia
schematów
(Terapia
skoncen-
trowana
na sche-
matach)
Terapia
schema-
tów
7
1
Young, J. E., Klosko, J. S. i Weishaar, M. (2003). Schema therapy. A practicioner’s guide.
New York: The Guilford Press.
2
Beck, A. T., Freeman, A. i Davis, D. D. (2005). Terapia poznawcza zaburzeń osobowości.
Kraków: Wydawnictwo UJ.
3
Popiel, A. i Pragłowska, E. (2008). Psychoterapia poznawczo-behawioralna. Teoria i prak-
tyka. Warszawa: Wydawnictwo Paradygmat.
4
Rafaeli, E., Bernstein, D. i Young, J. (2011). Psychoterapia skoncentrowana na schematach.
Warszawa: Instytut Psychologii Zdrowia.
5
Young, J. E., Klosko, J. S. i Weishaar, M. (2014). Terapia schematów. Przewodnik praktyka.
Sopot: Gdańskie Wydawnictwo Psychologiczne.
6
Arntz, A. i van Genderen H. (2016). Terapia schematów w zaburzeniu osobowości typu
borderline. Gdańsk: Gdańskie Wydawnictwo Psychologiczne.
7
Tłumaczenie terminu „schema therapy” na „terapia schematów” (podobnie jak „terapia sche-
matu”) może sugerować, że terapii – leczeniu – poddawany jest schemat. Schemat nie musi być
jednak tożsamy ze schematem dysfunkcjonalnym, a tylko w domyśle jest tu określany jako „deza-
daptacyjny”. Ponadto zakładamy, że terapia dotyczy osoby w niej uczestniczącej, nie zaś samego
konstruktu. Przyjęte tłumaczenie nie jest więc precyzyjne, ale z praktycznych względów zdecy-
dowałyśmy się na jego pozostawienie (zob. przypis 1 w niniejszym artykule).
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
396
Early
Maladaptive
Schemas
Wczesne
schematy
dezadapta-
cyjne
Wczesne
schematy
dezadap-
tacyjne
Wczesne
schematy
nieadapta-
cyjne
Wczesne
nieadapta-
cyjne
schematy
Schematy Wczesne
schematy
dezadap-
tacyjne
Abandonment/
Instability Porzuce-
nie/brak
stabilności
Porzuce-
nie/brak
stabilności
Porzucenie
niestabil-
ność więzi
Opuszcze-
nie/
Niestabil-
ność Więzi
Opuszcze-
nie/Niesta
bilność
Więzi
Opuszcze-
nie/Nie-
stabilność
więzi
Mistrust/Abuse Nieufność/
przemoc Nieufność Podejrzli-
wość/
krzywdze-
nie
Nieufność/
Skrzyw-
dzenie
Nieufność/
Skrzyw-
dzenie
Nieufność/
Skrzyw-
dzenie
Emotional
Deprivation Deprywa-
cja emo-
cjonalna
Deprywa-
cja emo-
cjonalna
Deprywa-
cja emo-
cjonalna
Deprywa-
cja Emo-
cjonalna
Deprywa-
cja Emo-
cjonalna
Deprywa-
cja emo-
cjonalna
Defectiveness/
Shame Ułomność/
wstyd Ułomność/
wstyd Niepełno-
wartościo-
wość/
wstyd
Wadli-
wość/
Wstyd
Wadli-
wość/
Wstyd
Wadli-
wość/
Wstyd
Social Isolation/
Alienation Społeczna
izolacja/
wyobco-
wanie
Izolacja
społeczna Izolacja
społeczna/
alienacja
Izolacja
Społeczna/
Wyobco-
wanie
Izolacja
Społeczna/
Wyobco-
wanie
Izolacja
społeczna
Dependence/
Incompetence Zależność /
niekompe-
tencja
Zależność/
brak kom-
petencji
Zależność/
niekompe-
tencja
Zależność/
Niekompe-
tencja
Zależność/
Niekompe-
tencja
Zależ-
ność/Nie-
kompeten-
cja
Vulnerability to
Harm or Ilness
Narażenie
na „przy-
padkowe”
zdarzenia
Kruchość,
wrażliwość Podatność
na zranie-
nia i cho-
roby
Podatność
na Zranie-
nie lub
Zachoro-
wanie
Podatność
na Zranie-
nie i Za-
chorowanie
Poczucie
zagroże-
nia
8
Enmeshment/
Undeveloped
Self
Rozmycie
granic/
słabo
rozwinięte
poczucie
siebie
Rozmycie
granic Uwikłanie/
rezygnacja
z Ja
Uwikłanie
Emocjo-
nalne/ Nie
w Pełni
Rozwinięte
Ja
brak Uwikłanie
emocjo-
nalne/
Brak
poczucia
własnej
odrębności
Failure to
achieve Porażka Porażka Skazanie
na niepo-
wodzenie
Porażka Porażka Porażka
8
Mimo najpopularniejszego tłumaczenia terminu „vulnerability” jako „podatność na zranienie”
warto zaznaczyć, że słowo „vulnerability” jest znacznie bardziej pojemne, a istotą tego schematu są
poczucie zagrożenia (przekonanie, że w każdej chwili może stać się coś złego), a nie przekonanie
o własnej szczególnej „podatności”.
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
397
Entitlement/
Grandiosity Uprzywile-
jowanie
dominacja
Uprzywile-
jowanie/
dominacja
Roszcze-
nia/wyol-
brzymione
Ja
Roszcze-
niowość/
Wielko-
ściowość
Roszcze-
niowość Uprzywile-
jowanie/
Poczucie
wyższości
Insufficient
Self-Control/
Self-discipline
Niewystar-
czająca
samokon-
trola/
samody-
scyplina
Niewystar-
czająca
samokon-
trola/
samody-
scyplina
Niedosta-
teczna
samokon-
trola
i samody-
scyplina
Niedosta-
teczna
Samokon-
trola
i Samody-
scyplina
Niewystar-
czająca
Kontrola/
Samody-
scyplina
Niedosta-
teczna
samokon-
trola
Subjugation Podporząd-
kowanie Podpo-
rządkowa-
nie
Podporząd-
kowanie się Podpo-
rządkowa-
nie się
Podporząd-
kowanie Podpo-
rządkowa-
nie
Self-Sacrifice Poświęce-
nie siebie Samopo-
święcenie Poświęca-
nie siebie Samopo-
święcenie brak Samopo-
święcenie
Approval-
Seeking/
Recognition-
Seeking
Szukanie
aprobaty Poszuki-
wanie
aprobaty/
uznania
Poszuki-
wanie
aprobaty/
uznania
Poszuki-
wanie
Akceptacji
i Uznania
brak Poszuki-
wanie
aprobaty
i uznania
Negativity/
Pessimism Uwrażliwie-
nie na zda-
rzenia, które
„można
kontrolo-
wać”/ne-
gatywizm
Pesymizm Negaty-
wizm/
pesymizm
Negaty-
wizm/
Pesymizm
brak Negaty-
wizm/
Pesy-
mizm
Emotional
Inhibition Nadmierna
kontrola Zahamo-
wanie
emocjo-
nalne
Stłumienie
uczuć Zahamo-
wanie
Emocjo-
nalne
Zahamo-
wanie
Emocjo-
nalne
Zahamo-
wanie
emocjo-
nalne
Unrelenting
Standards/
Hyper-
criticalness
Bezlitosne
normy Bezlitosne
normy Bez-
względne
standardy/
hiperkryty-
cyzm
Nadmierne
Wymaga-
nia/Nad-
mierny
Krytycyzm
Nadmierna
Wymaga-
nia/ Nad-
mierny
Krytycyzm
Bez-
względne
standar-
dy/Nad-
mierny
krytycyzm
Punitiveness Skłonność
do wymie-
rzania kar
Skłonność
do wymie-
rzania kar
Nastawie-
nie na
karanie
Bez-
względna
Surowość
Bez-
względna
Surowość
Skłonność
do karania
Domain Kategoria Domena Obszar Obszar
schematów brak Obszar
Disconnection
and Rejection Oderwanie
i odrzuce-
nie
Opuszcze-
nie i od-
rzucenie
Rozłącza-
nie i odrzu-
canie
Rozłącze-
nie i od-
rzucenie
brak Brak więzi
i odrzuce-
nie
KAROLINA STANIASZEK, AGNIESZKA POPIEL
398
Impaired
Autonomy and
Performance
Ogranicze-
nie auto-
nomii i mo-
żliwości
działania
Ograni-
czenie
autonomii
Uszkodze-
nie auto-
nomii
i spraw-
ności
Osłabiona
autonomia
i brak
dokonań
brak Ograni-
czona
autonomia
i niskie
umiejęt-
ności
Impaired
Limits Zachwianie
granic Zachwia-
nie granic Uszkodzo-
ne granice Uszkodzo-
ne granice brak Niedosta-
teczne
ogranicze-
nia
Other
Directedness Ukierun-
kowanie na
inną osobę
Ukierun-
kowanie
na innego
Skoncen-
trowanie
się na
innych
ludziach
Nakiero-
wanie na
innych
brak Ukierun-
kowanie
na innych
Overvigilance
and Inhibition Nadmierna
czujność
i zahamo-
wanie
Nadmier-
na czuj-
ność
i zahamo-
wanie
Nadmierna
podejrzli-
wość i za-
hamowania
Nadmier-
na czuj-
ność
i zahamo-
wanie
brak Nadmier-
na czuj-
ność i za-
hamowa-
nie
Nie ma
w tym
tekście
(propono-
wane):
Schema mode Aktywny
styl sche-
matów
Aktywny
styl sche-
matów
Tryb Tryb
schematów Tryb
schematów Tryb
Child modes Style
dziecka Style
dziecka Tryby
dziecięce Tryby
dziecięce Tryby
dziecięce Tryby
dziecięce
Vulnerable
Child Uwrażli-
wione
dziecko
Wrażliwe
dziecko Wrażliwe
na krzyw-
dzenie
dziecko
Wrażliwe
Dziecko Skrzyw-
dzone
dziecko
Bezbronne
dziecko
Angry Child Rozzłosz-
czone
dziecko
Rozgnie-
wane
dziecko
Rozzłosz-
czone
dziecko
Złoszczące
się Dziecko Złoszczące
się/impul-
sywne
dziecko
Złoszczące
się dziecko
Impulsive/
Undisciplined
Child
Impulsyw-
ne/nie-
zdyscypli-
nowane
dziecko
Niegrzecz-
ne dziecko Impulsyw-
ne dziecko Impulsyw-
ne i Nie-
zdyscypli-
nowane
Dziecko
jw. Impulsyw-
ne/Nie-
zdyscypli-
nowane
Dziecko
Happy Child Zadowolo-
ne dziecko Zadowolo-
ne dziecko Zadowolo-
ne dziecko Szczęśliwe
Dziecko brak Zadowolo-
ne dziecko
Dysfunctional
Coping modes Style nie
przystoso- Style nie
przystoso- Nieadapta-
cyjne tryby Nieadap-
tacyjne brak Dysfunk-
cyjne tryby
KWESTIONARIUSZ SCHEMATÓW YOUNGA
399
wawczego
radzenia
sobie
wawczego
radzenia
sobie
radzenia
sobie tryby
radzenia
sobie
radzenia
sobie
Compliant
Surrenderer Uległa
rezygnacja Uległy
poddany Uległy
poddany Uległy
Poddany brak Uległy
poddany
Detached
Protector Brak
obrońcy Brak
obrońcy Odłączony
opiekun Odłączony
Obrońca Odłączony
obrońca Odłączony
obrońca
Overcompen-
sator Nadmierna
kompensa-
cja
Super-
kompensa-
tor
Nadkom-
pensator Nadmier-
ny Kom-
pensator
brak Nadkom-
pensator
Dysfunctional
parent modes Style
dysfunk-
cjonalnego
rodzica
Style
dysfunk-
cjonalnego
rodzica
Dysfunk-
cjonalne
tryby uwe-
wnętrznio-
nego
rodzica
Nieadap-
tacyjne
tryby
rodziciel-
skie
brak Dysfunk-
cyjne tryby
rodziciel-
skie
Punitive/
Critical Parent Karzący
rodzic Karzący
rodzic Karzący
rodzic Karzący
Rodzic Karzący
rodzic Karzący
rodzic
Demanding
Parent Wymagają-
cy rodzic Wymaga-
jący rodzic Wymagają-
cy rodzic Wymaga-
jący Ro-
dzic
brak Wymagają-
cy rodzic
Healthy
Adult mode Zdrowy
dorosły Zdrowy
dorosły Zdrowy
dorosły Zdrowy
Dorosły Zdrowy
dorosły Zdrowy
dorosły
