Адаптация русскоязычной версии опросника руминаций «Rumination Response Scale»

Контекст и актуальность. Изучение склонности к руминативному мышлению имеет существенное значение в связи с важностью руминаций как трансдиагностического симптома при различных аффективных и когнитивных расстройствах, отклоняющемся поведении, психосоматических нарушениях. Пригодность и структура русскоязычной версии «Ruminative Response Scale» являются предметом дискуссий и нуждаются в уточнениях. Цель: проверить психометрические характеристики русскоязычной версии 22-пунктового опросника руминаций «Ruminative Response Scale» (RRS). Материалы и методы. Общая выборка исследования составила 1668 человек в возрасте от 16 до 70 лет (средний возраст — 32,9), из них 471 мужчина и 1197 женщин. Для проверки конвергентной валидности использовались методики, измеряющие способность управления эмоциями, интенсивность разного рода размышлений и уровень депрессивных тенденций. С целью описания структуры шкалы применялся конфирматорный факторный анализ (шесть возможных моделей), рассчитывались показатели согласованности шкалы и отдельных субшкал. Через месяц проводилось повторное тестирование для определения ретестовой надежности. Представлена описательная статистика опросника. Результаты. Анализ факторной структуры опросника показал наибольшую пригодность бифакторной модели с общим группирующим фактором и связанными подфакторами, выявляемыми авторами оригинальной методики. Шкала характеризуется высокой внутренней согласованностью (альфа Кронбаха — 0,92), ее субшкалы обладают достаточной согласованностью. Ретестовая надежность шкалы удовлетворительна, однако показатели субшкал, вероятно, подвержены определенным ситуативным колебаниям. Показатели субшкал «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией» имеют сходную структуру связей с показателями других методик, демонстрируя ожидаемую достаточно тесную связь с показателями депрессивных тенденций и дисрегуляции эмоций, в то время как показатель субшкалы «Рефлексивные руминации» имеет более слабые связи с уровнем депрессивных тенденций, прямо связан с показателями эмоциональной осведомленности и такой способности в сфере саморегуляции, как умение замечать внутренние и внешние стимулы. Выводы. 22-пунктовая шкала руминаций «Ruminative Response Scale» (RRS) обладает достаточными психометрическими характеристиками для использования. Сходство субшкал «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией» указывает на возможность исключения одной из них в краткой версии опросника без потери информативности. Рефлексивные руминации свидетельствуют о склонности к наблюдению и в меньшей мере связаны с психологическим неблагополучием.

Введение

Повторяющиеся мысли (руминации), касающиеся негативных событий и переживаний, все чаще исследуются в контексте их значимости для благополучия личности. Руминации на клинических выборках рассматриваются как трансдиагностический признак разных форм психической патологии (прежде всего депрессии и тревоги), а также нарушений поведения — аддикций, навязчивых и импульсивных действий (Дарьин, Зайцева, 2023; Hasegawa et al., 2022). Они широко распространены и среди условно здоровой популяции, что указывает как на присутствие у участников исследований напряжения, тревоги, депрессивных тенденций (Gil et al., 2023), так и на проявление у них посттравматического роста в ситуациях травмы и кризиса (Watkins, 2024).

Систематическое исследование руминаций проводилось в рамках когнитивной психологии. В классической модели А. Бека они трактуются как когнитивные искажения при автоматической оценке событий, несущие дисфункциональный, повторяющийся, ригидный характер (Пуговкина и др., 2021). Дальнейшие исследования показали сложный характер связей между когнитивными искажениями, руминациями и симптомами депрессии (Wisco, Harp, 2021).

С. Нолен-Хоэксимой предложена теория стилей реагирования, рассматривающая руминативное мышление как привычное реагирование на проблемную ситуацию повторяющимся размышлением о симптомах, чувствах, проблемах, неприятных событиях, своих негативных чертах (Nolen–Hoeksema, 1990). В рамках теории контроля руминирование рассматривается как временное состояние, состоящее в том, что в конкретной ситуации возникают осознанные размышления, изначально направленные на решение проблемы и перерастающие в мысли о недостижении цели или о препятствиях на пути к ней; они могут носить и конструктивный характер, если цель в итоге достигается (Труевцев и др., 2020).

Акцент на руминации в качестве привычки мышления предполагает неосознанность и автоматичность ее эпизодов; при этом руминации рассматриваются как устойчивая личностная черта (Treynor et al., 2020). Формированию такой привычки способствует то, что руминации выполняют функцию избегания решения проблем, которые в результате накапливаются и приводят в долгосрочной перспективе к усилению беспомощности и депрессии (Watkins, 2024). Хотя руминации неприятны, их повторение возникает из-за снижения общего напряжения, вызываемого неудачами в решениях проблем. Возникновение привычной мысли, отвлекающей или объясняющей неудачу, служит самоподкреплением, а выработка новых способов мышления эффективна в снижении руминаций (Li et al., 2022).

Отечественные исследователи руминаций описывают их как зацикливание процесса поиска решения задачи на переборе уже известных вариантов, что может закончиться как выработкой нового видения ситуации, так и отказом от решения (Зарецкий, 1984). Позже аргументируется, что обыденные задачи выполняются не только автоматически, но и включают обдумывание, которое их оптимизирует; руминации могут препятствовать этому (Toner, 2017). Предлагаемые в научной литературе инструменты, оценивающие уровень руминаций, немногочисленны. Один из наиболее востребованных опросников — Ruminative Response Scale — направлен на измерение нескольких типов руминативного мышления в проблемных ситуациях, связанных с возникновением депрессивных тенденций (Nolen–Hoeksema, 1990). 12 пунктов опросника формулировались аналогично пунктам шкалы депрессии А. Бека и описываются как измеряющие руминации, связанные с депрессией («depression related rumination»). Оставшиеся 10 пунктов анализировали методом главных компонент, выявив два фактора: рефлексивные навязчивые размышления («reflexive rumination»), содержащие утверждения об эмоционально нейтральных размышлениях, и тягостные, мрачные и тревожные навязчивые размышления, частично включающие самокритику («brooding»). Дополнительное исследование исходного трехфакторного решения выявило все три компонента (Treynor et al., 2003).

Использование краткой (десятипунковой) версии методики получило широкое распространение; в ряде работ на разных языковых выборках подтверждена ее исходная двухфакторная структура (Townshend, Hajhashemi, 2023). Показан разный вклад выделяемых факторов во взаимосвязь с внешними критериями валидности, например склонностью к суицидальному поведению (Surrence et al., 2009). Однако применяется и полная форма шкалы; есть данные как о подтверждении ее трехфакторной структуры (Liang, Lee, 2019; Townshend, Hajhashemi, 2023), так и об отклонениях от нее (Пуговкина и др., 2021). Последняя работа представляет собой единственный на настоящий момент вариант адаптации русскоязычной версии методики на достаточно большой выборке (476 человек). В ней не подтвердилась оригинальная структура методики; получено четырехфакторное решение с выделением факторов, соответствующих содержанию руминаций. Выделение факторов по содержательному принципу встречается и в отдельных зарубежных работах ( например: Roelofs et al., 2006).

Мы приняли решение о проверке психометрических характеристик русскоязычной версии полной формы опросника для определения его факторной структуры и заключения о месте фактора руминаций, связанных с депрессией, в структуре шкалы. Дополнительно изучалось содержание субшкалы «Рефлексивные руминации», вызывающее определенные разночтения, связанные с пониманием руминаций как исключительно негативного или, в определенных случаях, также позитивного процесса (Пуговкина и др., 2021).

Материалы и методы исследования

Выборка. Общая выборка составила 1668 человек в возрасте от 16 до 70 лет (средний возраст — 32,9), из них 1197 — женщины. Все участники выборки заполняли опросник руминации, часть участников заполняла и другие методики.

Методики. Использовалась русскоязычная версия опросника «Ruminative Response Scale» в переводе Г.Г. Князева (см. Приложение).

Для проверки конструктной валидности применялись несколько блоков методик, проведенных на частично пересекающихся выборках численностью от 79 до 1582 респондентов в возрасте 18—70 лет. Депрессивные тенденции измерялись опросником депрессии А. Бека (Тарабрина, 2001), способность управления эмоциями изучалась с помощью опросника эмоционального интеллекта Д.В. Люсина (Люсин, 2014), опросника эмоционального интеллекта Н. Холла (Андреева, 2006) и пятифакторного опросника осознанности (Голубев, Дорошева, 2018). Для выявления взаимосвязей со сходными конструктами использовались шкала руминаций опросника когнитивной регуляции эмоций (CERQ) (Рассказова и др., 2011) и дифференциальный опросник рефлексии (Леонтьев, Осин, 2014).

Для проверки ретестовой надежности повторное тестирование проводили с интервалом в один месяц на выборке из 78 участников.

Методы статистической обработки данных. Для описания структуры опросника применяли конфирматорный факторный анализ в статистическом пакете EQS 6.3. Основные расчеты проводились с помощью программного пакета STATISTICA 10.0. Для проверки согласованности Шкалы подсчитывался коэффициент альфа Кронбаха. С целью определения конструктной валидности, ретестовой надежности, взаимосвязи возраста с показателями шкалы использовался корреляционный анализ, по К. Пирсону. Показатели в группах мужчин и женщин сравнивались с использованием t-критерия Стьюдента. Проводился расчет описательной статистики шкалы.

Результаты и их обсуждение

Внутренняя структура шкалы

Корреляционный анализ показал значимые положительные связи (р < 0,001) между всеми субшкалами оригинальной шкалы: r = 0,68 для навязчивых размышлений и руминаций, относящихся к депрессии; r = 0,44 для навязчивых размышлений и рефлексивных руминаций; r = 0,53 для руминаций, относящихся к депрессии, и рефлексивных руминаций.

Исходя из данных предыдущих исследований и теоретической структуры опросника, методом конфирматорного факторного анализа проверялась пригодность шести теоретических моделей:

1) однофакторной;

2) с тремя коррелирующими факторами;

3) с тремя подфакторами и группирующим фактором;

4) бифакторной с тремя коррелирующими подфакторами и независимым фактором;

5) с четырьмя коррелирующими факторами (Пуговкина и др., 2021);

• с четырьмя факторами и группирующим фактором (Пуговкина и др., 2021).

В моделях 2—4 использовали ключ оригинальной методики (см. приложение).

Четырехфакторная структура включала шкалы «Анергия — руминирование на тему симптомов усталости и потери энергии» (пункты 2, 3, 4, 6, 9, 14, 19), «Поиск глобальных объяснений» (пункты 5, 15, 16, 18, 22), «Анализ» (пункты 7, 12, 20), «Переживание одиночества» (пункты 1, 11, 21) (Пуговкина и др., 2021).

Поскольку критерий Шапиро—Уилка показал отклонения распределения переменных от многомерной нормальности (p < 0,001), конфирматорный факторный анализ проводился с применением поправки Саторры—Бентлера. Для оценки пригодности моделей были использованы следующие показатели: 1) RMSEA < 0,06; 2) CFI > 0,95; 4) IFI > 0,95. Результаты проверки моделей представлены в табл. 1.

Таблица 1 / Table 1

Показатели соответствия моделей по итогам CFA

CFA Model Compliance

Показатели четырехфакторной модели, ранее описанной для русскоязычной адаптации опросника, не достигли уровня пригодности и оказались ниже таковых для оригинальной модели с тремя субшкалами, однако превысили показатели однофакторной модели. Наилучшие показатели пригодности наблюдаются для бифакторной модели с тремя подфакторами, выделяемой в оригинальной версии шкалы: для нее CFI и IFI достигли уровня пригодности, а RMSEA находится на его границе.

Внутренняя согласованность опросника

Коэффициент альфа Кронбаха шкалы составил 0,92, что указывает на высокий уровень согласованности опросника и аналогичен (нет согласования), соответствует значению, полученному для оригинальной версии. Для субшкалы «Тягостные размышления» коэффициент альфа Кронбаха составил 0,73, субшкалы «Руминации, относящиеся к депрессии» — 0,89; «Рефлексивные руминации» — 0,77, что говорит об их достаточной согласованности. Показатели пунктов опросника демонстрируют корреляции с суммарным значением шкалы от 0,22 до 0,68; альфа Кронбаха значительно не возрастает при удалении каких-либо пунктов. Наименьшая корреляция выявлена для пункта 12, «Записываете свои мысли и анализируете их», возможно связанного с попыткой решения проблемы в большей мере, чем с автоматическими мыслями, как предполагалось ранее при получении аналогичного результата (Пуговкина и др., 2021). Показатели пунктов отдельных субшкал коррелируют с их суммарных значениями — от 0,38 до 0,89. В целом, можно говорить о хорошей согласованности опросника.

Конструктная валидность опросника

Выявленные нами корреляции согласуются с таковыми, установленными ранее разными авторами при адаптации различных версий опросника (табл. 2—4). Более сильные положительные корреляции с показателями депрессии выявлены для показателей субшкал «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией»; слабые связи той же направленности присутствуют и у значений рефлексивных руминаций (табл. 2).

Показатель руминаций опросника CERQ показал средней силы положительные связи с показателем шкалы руминаций и с показателями ее субшкал. Слабые и средние положительные связи общего показателя шкалы и значений всех ее субшкал выявлены для показателей всех видов рефлексии, за исключением связи показателей квазирефлексии и рефлексивных руминаций. Наиболее тесно связаны показатели субшкал «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией», с одной стороны, и шкалы интроспекции, отражающей направленность размышлений на собственное внутреннее переживание, — с другой (Леонтьев, Осин, 2014). Показатель рефлексивных руминаций более всего связан со значениями системной рефлексии, направленной как на себя, так и на внешнюю ситуацию и способствующей разрешению проблем (табл. 3).

При сравнении значений шкалы руминаций с показателями опросников эмоционального интеллекта наиболее тесные связи субшкал «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией» выявлены с представлениями об умении управлять своими эмоциями. Показатели возможности контролировать свои реакции на внешние и внутренние стимулы также положительно связаны со значениями этих субшкал. Показатели рефлексивных руминаций слабее связаны со значениями шкал, измеряющих представления о собственной способности управлять своими и чужими эмоциями (опросники эмоционального интеллекта) и возможность контроля своих реакций (пятифакторный опросник осознанности); в отличие от значений двух других субшкал изучаемой методики показатели рефлексивных руминаций не связаны со значениями общей осознанности. Также показатели рефлексивных руминаций продемонстрировали крайне слабую обратную связь со значениями шкалы, измеряющей отсутствие осуждения своих реакций, в то время как показатели двух других субшкал имеют со значениями данной шкалы связь средней силы.

Показатели шкалы, отражающей понимание своих и чужих эмоций (опросник Д.В. Люсина), слабо обратно связаны со значениями субшкал тягостных размышлений и депрессивных руминаций; значения шкалы эмоциональной осведомленности (опросник Н. Холла) не показали связей с данными субшкалами; показатели рефлексивных руминаций не продемонстрировали связи с соответствующими показателями опросника Д.В. Люсина, выявлена их положительная корреляция средней силы со значениями шкалы эмоциональной осведомленности опросника Н. Холла (табл. 4).

Это дополнительно подтверждает смысловую составляющую рефлексивных руминаций, состоящую в наличии метапозиции отслеживания своих реакций на внешние объекты или события, что позволяет эти реакции корректировать. Однако обратная связь выраженности руминаций данного типа с показателями управления эмоциями и ее связь с показателем депрессивных тенденций не позволяет приравнять их к «хорошей рефлексии». Для двух других форм руминаций, по-видимому, снижается внимание к происходящему вокруг и к своим чувствам, что указывает на их большую автоматизацию.

В целом, можно заключить, что шкала руминаций имеет хорошую конвергентную валидность. Субшкалы «Тягостные размышления» и «Руминации, связанные с депрессией» показывают сходный характер связей с другими конструктами (что делает оправданным использование краткой версии шкалы), в то время как взаимосвязи показателей рефлексивных руминаций в основном отличаются силой, а в некоторых случаях — и характером.

Таблица 2 / Table 2

Корреляционный анализ показателей опросника руминаций и опросников, измеряющих симптомы психологического неблагополучия (коэффициент корреляции К. Пирсона)

Correlation analysis of Rumination Response Scale and questionnaires measuring symptoms of psychological distress (Pearson correlation coefficient)

Примечание: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05; p — значимость; N — число респондентов, заполнявших методику.

Note: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05; р — probability; N — number of respondents completing the questionnaire.

Таблица 3/ Table 3

Корреляционный анализ показателей шкалы руминаций и показателей, отражающих уровень размышлений различного рода (коэффициент корреляции К. Пирсона)

Correlation analysis of Rumination Response Scale and indicators measuring the level of various reflections (Pearson correlation coefficient)

Примечание: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05; p — значимость; N — число респондентов, заполнявших методику.

Note: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05; р — probability; N — number of respondents completing the questionnaire.

Таблица 4/ Table 4

Корреляционный анализ показателей шкалы руминаций и показателей управления эмоциями (коэффициент корреляции К. Пирсона)

Correlation analysis of Rumination Response Scale and emotion management indicators (Pearson correlation coefficient)

Примечание: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05;  p — значимость; N — число респондентов, заполнявших опросник.

Note: «***» p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05; р— probability; N — number of respondents completing the questionnaire.

Ретестовая надежность опросника

Корреляция между результатами первого и повторного тестирования с интервалом в один месяц составила 0,72 для суммарного показателя опросника; 0,73 — для показателя субшкалы руминаций, связанных с депрессией; 0,62 — для показателя субшкалы тягостных размышлений и 0,64 — для показателя субшкалы рефлексивных руминаций (p < 0,001), что сопоставимо с результатами, полученными для оригинальной версии методики, на основе которых авторы констатировали ее достаточную ретестовую надежность. Однако можно полагать, что выраженность повторяющихся мыслей в определенной мере подвержена ситуативным колебаниям.

Описательная статистка опросника

Корреляционный анализ возраста и показателей шкалы руминаций показал очень слабое снижение с возрастом всех рассматриваемых составляющих руминативного мышления, как у мужчин, так и у женщин (табл. 6).

Таблица 6/ Table 6

Связь показателей шкалы руминаций с возрастом (коэффициент корреляции К. Пирсона)

Correlations of Rumination Response Scale with age (Pearson correlation coefficient)

Примечание: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05.

Note: «***» — p < 0,001; «**» — p < 0,01; «**» — p < 0,05.

Сравнение групп показало значимо более высокие показатели общей шкалы и всех субшкал у мужчин и женщин (табл. 7).

Таблица 7/ Table 7

Сравнение показателей шкалы руминаций у мужчин и женщин (t-критерий Стьюдента)

Comparison of Rumination Response Scale in males and females (Student t-test)

Описательная статистика шкалы приведена в табл. 8.

Таблица 8/ Table 8

Описательные статистики шкалы руминаций

Descriptive statistics of the Rumination Response Scale

Примечание: В — вся выборка, М — мужчины, Ж — женщины.

Note: T — total sample, М — males, F — females.

Выводы

Показаны достаточно хорошие психометрические свойства предлагаемого перевода опросника «Rumination Response Scale». Конструктная валидность подтверждается наличием теоретически ожидаемых связей. Анализ факторной структуры опросника указывает на преимущества бифакторной модели с наличием общего группирующего фактора и трех связанных между собой подфакторов, соответствующих оригинальной версии.

Использование краткой версии опросника, содержащей две субшкалы, представляется целесообразным и обусловлено сходством конструктов, лежащих в основе субшкал «Руминации, связанные с депрессией» и «Тягостные размышления», что проявляется в их аналогичных связях с другими показателями. Рефлексивные руминации в меньшей мере, чем тягостные размышления и руминации, связанные с депрессией, сопутствуют депрессивным тенденциям; для их показателей специфичны прямые связи со значениями склонности к наблюдению за внешними и внутренними стимулами и понимания своих эмоций.

Значительный интерес представляет дальнейшее изучение составляющих конструкта руминаций с точки зрения как характера их протекания и влияния на благополучие личности, так и содержания (о чем именно размышляет человек). Исследования в этой области могут внести существенный вклад в понимание механизмов формирования нарушений аффективной сферы и ее регуляции.

Ограничения. Исследование проводилось на общепопуляционной выборке. При дальнейшем изучении целесообразно подключить клинические выборки, например пациентов с депрессией.

Limitations. The study was conducted on a common sample. In further study, it is advisable to involve clinical samples, such as patients with depression.

1. Андреева, И.Н. (2006). Эмоциональный интеллект: исследование феномена. Вопросы психологии, 3, 78—86.
   Andreeva, I.N. (2006). Emotional Intelligence: Exploring the Phenomenon. Voprosy psihologii, 3, 78—86. (In Russ.).
2. Голубев, А.М., Дорошева, Е.А. (2018). Особенности применения русскоязычной версии пятифакторного опросника осознанности. Сибирский психологический журнал, 69, 46—68. https://doi.org/1.17223/17267080/69/3
   Golubev A.M., Dorosheva, E.A. Psychometrical characteristics and applied features of a russian version of Five facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ). Siberian journal of psychology, 2018, 69, 46—68. (In Russ.) https://doi.org/1.17223/17267080/69/3
3. Дарьин, Е.В., Зайцева, О.Г. (2023) Этиология и факторы риска несуицидального самоповреждающего поведения. Медицинский вестник Юга России, 1, 13—23.  https://doi.org/1.21886/2219-8075-2023-14-1-13-23
   Darin, E.V., Zaitseva, O.G. (2023). Etiology and risk factors for non-suicidal self-injurious behavior. Medical Bulletin of the South of Russia, 1, 13—23.  https://doi.org/1.21886/2219-8075-2023-14-1-13-23
4. Зарецкий, В.К. (1984). Динамика уровневой организации мышления при решении творческих задач. Автореф. дис. ... канд. психол. наук. М.: 1984.
   Zareckij, V.K. (1984). Dynamics of the level organization of thinking when solving creative problems. Autoref. dis. ... cand. psychol. sciences. M.: 1984. (In Russ.)
5. Леонтьев, Д.А., Осин, Е.Н. (2014). Рефлексия «Хорошая» и «Дурная»: от объяснительной модели к дифференциальной диагностике. Психология. Журнал ВШЭ, 4, 110—135.
   Leontiev, D.A., Osin, E.N. (2014).“Good” and “Bad” Reflection: From an Explanatory Model to Differential Assessment. Psychology. Journal of the Higher School of Economics, 4, 110—135. (In Russ.)
6. Люсин, Д.В. (2014). Опросник на эмоциональный интеллект ЭмИн: новые психометрические данные. В: Д.В. Люсин, Д.В. Ушаков (ред.) Социальный и эмоциональный интеллект: от моделей к измерениям (с. 264—278). М.: Институт психологии РАН.
   Lyusin, D.V. (2014). Emotional intelligence questionnaire EmIn: new psychometric data. In: D.V. Lyusin, D.V. Ushakov (Ed.) Social and emotional intelligence: from models to measurements (pp. 264—278). M.: Institute of Psychology of the Russian Academy of Sciences. (In Russ.)
7. Пуговкина, О.Д., Сыроквашина, А.Д., Истомин, М.А., Холмогорова, А.Б. (2021). Руминативное мышление как когнитивный фактор хронификации депрессии: определение понятия и валидность инструментария. Консультативная психология и психотерапия, 29(3), 88—115. https://doi.org/10.17759/cpp.2021290307
   Pugovkina, O.D., Syrokvashina, A.D., Istomin, M.A., Kholmogorova, A.B. (2021) Ruminative thinking as a cognitive factor in the chronification of depression: definition of the concept and validity of the toolkit. Consultative psychology and psychotherapy, 29(3), 88—115. (In Russ.) https://doi.org/10.17759/cpp.2021290307
8. Рассказова, Е.И., Леонова, А.Б., Плужников, И.В. (2011). Разработка русскоязычной версии опросника когнитивной регуляции эмоций. Вестник Московского университета. Серия 14. Психология, 4, 161—179.
   Rasskazova, E.I., Leonova, A. B., Pluzhnikov, I.V. (2011). Development of the Russian-language version of the questionnaire for cognitive regulation of emotions. Bulletin of Moscow University. Series 14. Psychology, 4, 161—179. (In Russ.)
9. Тарабрина, Н.В. (2001). Практикум по психологии посттравматического стресса. СПб: Питер.
   Tarabrina, N.V. (2001) Workshop on psychology of post-traumatic stress. St. Petersburg: Peter. (In Russ.)
10. Труевцев, Д.В., Сагалакова, О.А., Жирнова, О.В., Подолкина, Е.А. (2020). Методологическое осмысление феномена руминаций как механизма поддержания психических расстройств. Медицинская психология в России: эектронный научный журнал, 12(65). URL: http://mprj.ru (дата обращения: 28.03.2024)
    Truevtsev, D.V., Sagalakova, O.A., Zhirnova, O.V., Podolkina, E.A. (2020). Methodological conceptualization of the rumination phenomenon as a mental disorders maintenance mechanism. Medical psychology in Russia: electronic scientific journal, 12(65). URL: http://mprj.ru (viewed: 28.03.2024) (In Russ.)
11. Gil, T.C., Obando, D., García-Martín, M.B., Sandoval-Reyes, J. (2023). Perfectionism, Academic Stress, Rumination and Worry: A Predictive Model for Anxiety and Depressive Symptoms in University Students From Colombia. Emerging Adulthood, 11(5), 1091—1105.  https://doi.org/1.1177/21676968231188759
12. Hasegawa, A., Somatori K., Nishimura, H., Hattori, Y., Kunisato, Y. (2022). Depression, rumination, and impulsive action: A latent variable approach to behavioral impulsivity. The Journal of Psychology: Interdisciplinary and Applied, 155(80), 717—737.  https://doi.org/10.1080/00223980.2021.1956871
13. Li, P., Mao, L., Hu, M., Lu, Z., Yuan, X., Zhang, Y., Hu, Z. (2022). Mindfulness on Rumination in Patients with Depressive Disorder: A Systematic Review and Meta-Analysis of Randomized Controlled Trials. International: Journal of Environmental Research and Public Health, 19(23), article № 16101. https://doi.org/ 10.3390/ijerph192316101
14. Liang, L., Lee, Y. (2019). Factor Structure of the Ruminative Response Scale and Measurement Invariance across Gender and Age among Chinese Adolescents. Advances in Applied Sociology, 9, 193—207. https://doi.org/1.4236/aasoci.2019.96016.
15. Nolen-Hoeksema, S. (1990). Sex differences in depression. Stanford, CA: Stanford University Press.
16. Roelofs, J., Muris, Р., Huibers, M., Peeters, F., Arntz, A. (2006). On the measurement of rumination: A psychometric evaluation of the ruminative response scale and the rumination on sadness scale in undergraduates. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 37(4), 299—313. https://doi.org/1.1016/j.jbtep.2006.03.002.
17. Surrence, K., Miranda, R., Marroquín, B.M., Chan, S. (2009). Brooding and reflective rumination among suicide attempters: cognitive vulnerability to suicidal ideation. Behaviour Research and Therapy, 47(9), 803—808. https://doi.org/1.1016/j.brat.2009.06.001
18. Townshend, K., Hajhashemi, K. (2023). Ruminative Response Scale (RRS). In: O.N. Medvedev, C.U. Krägeloh, R.J. Siegert, N.N. Singh (Ed.) Handbook of Assessment in Mindfulness Research (pp. 1—19). Springer, Cham. https://doi.org/10.1007/978-3-030-77644-2_84-1
19. Treynor, W., Gonzalez, R., Nolen-Hoeksema, S. (2003).Rumination Reconsidered: A Psychometric Analysis. Cognitive Therapy and Research, 27(3), 247—259. https://doi.org/1.1023/a:1023910315561 
20. Toner, J. (2017). Habitual Reflexivity and Skilled Action. Body & Society, 23(4), 3—26.  https://doi.org/1.1177/1357034X17736371
21. Watkins, E.R. (2024). Rumination. In: J.J. Gross, B.Q. Ford (Ed.) Handbook of emotion regulation (pp. 513—519). The Guilford Press.
22. Wisco, B.E., Harp, D.R. (2021). Rumination as a mechanism of the association between interpretation bias and depression symptoms: A longitudinal investigation. Journal of Experimental Psychopathology, 12(2), article № 20438087211015233. https://doi.org/10.1177/20438087211015233