Клиническая адаптация и валидация русскоязычной версии опросника оценки негативного детского опыта (ACE-10)

Контекст и актуальность. Значимость изучения неблагоприятного детского опыта (НДО) определяется его высокой распространенностью и связана с представлениями о том, что ранняя травматизация приводит к психологическим и биологическим изменениям, которые увеличивают риск развития не только психических расстройств, но и соматических заболеваний у взрослых. Цель: валидация русскоязычной версии опросника оценки негативного детского опыта (ACE-10) на выборке пациентов с тяжелыми психическими расстройствами. Материалы и методы. Обследованы 163 психиатрических пациента. Доля женщин в выборке — 59,3%. Возраст: М = 33,4 лет; SD = 12 лет. Нозологическая принадлежность: F2 — 76,1%, F3 — 9,2%, F4 — 1,2%, F6 — 11,7%, F0 — 1,8%. Результаты. ACE-10 имеет высокую внутреннюю согласованность (α20 = 0,732, λ6 = 0,94). Выявлена устойчивая 3-факторная структура: «Плохое обращение», «Пренебрежение», «Семейные дисфункции». Заключение. Подтверждена валидность ACE-10 на русском языке. Субшкалы адаптированной версии инструмента согласуются с оригинальной структурой ACE-10 и учитывают культурные и контекстуальные различия в восприятии НДО.

Введение

Данные систематического обзора демонстрируют высокую распространенность негативного детского опыта среди населения: в среднем 75% респондентов сообщили, что сталкивались с негативным детским опытом (НДО) (Pace et al., 2022).

Значимость изучения НДО связана с представлениями о причинной связи ранней травматизации с психологическими и биологическим изменениями. Недавний зонтичный обзор показал высокое влияние детской травмы на риск развития психоза (Varchmin et al., 2021), в частности ассоциацию перенесенного опыта сексуального и физического насилия / разлуки с родителями с большим риском развития психоза. Известны и взаимосвязи тяжести галлюцинаций и бреда с детской травмой, а также безнадзорности с выраженностью негативных симптомов шизофрении (Bailey et al., 2018). Психические последствия НДО могут быть связаны с увеличением риска развития аффективных нарушений, посттравматического стрессового расстройства, расстройств, связанных со злоупотреблением психоактивными веществами, а также личностных расстройств (Leza et al., 2021; Merrick et al., 2017; Negele et al., 2015; Porter et al., 2020).

Важной причиной изучения НДО является его связь с риском развития соматических заболеваний у взрослых за счет опосредования иммунной регуляцией. Это подтверждается данными метаанализа периферических маркеров воспаления, на основе которых был установлен не только факт увеличения уровней С-реактивного белка, интерлейкина-6 и фактора некроза опухоли у респондентов с детской травмой, но и связь конкретного вида травмы с различными маркерами воспаления (Baumeister et al., 2016). При этом было показано, что жестокое обращение в детстве в сравнении с безнадзорностью имело более значимую связь с воспалительными маркерами (Brown, Worrell, Pariante, 2021). Среди хронических заболеваний взрослых, перенесших НДО, описываются респираторные, сердечно-сосудистые, печеночные, желудочно-кишечные, онкологические заболевания и диабет (Hughes et al., 2017).

Учитывая высокую социально-клиническую значимость НДО, важным для эффективной борьбы с его последствиями является наличие валидного и эффективного способа его оценки. B. Felliti с соавторами (1998) провели первое крупное исследование НДО, предложив инструмент для его оценки, состоявший из 7 вопросов о различных негативных ситуациях, произошедших в возрасте до 18 лет. В дальнейшем было предложено более двадцати различных шкал оценки НДО (Holden, Gower, Chmielewski, 2019). В 2012 году Всемирной организацией здравоохранения (ВОЗ) был предложен Международный опросник негативного детского опыта (WHO ACE–IQ) (WHO Violence Prevention Team, 2024). Для WHO ACE-IQ были проведены процедуры валидации и адаптации на русском языке, включая анализ факторной структуры (Катан и др., 2019; Кибитов и др., 2024). Но из данных сравнительного анализа (Герасимчук и др., 2024) известно о меньшей чувствительности и слабых ассоциациях WHO ACE-IQ с социальными, клиническими и психологическими параметрам среди респондентов с психическими расстройствами.

Наиболее используемой на сегодня версией, в том числе для скрининговых и эпидемиологических исследований (Gilbert et al., 2010; Purewal et al., 2016), остается краткий самоопросник из 10 пунктов (Finkelhor, 2015), который и был использован нами для валидации и адаптации на русском языке. Данные о валидации и оценке психометрических свойств инструмента на других языках приведены в табл. 1.
Таблица 1 / Table 1

Данные международных исследований психометрических свойств ACE-10

Data from International Studies on the Psychometric Properties of ACE-10

Примечание: «*» — выборку составили дети от 12 до 17 лет.

Цель исследования. Разработать и провести процедуру валидации русскоязычной версии опросника оценки негативного детского опыта (ACE-10) на выборке пациентов с тяжелыми психическими расстройствами.

Материалы и методы

Участники и процедура исследования

Были обследованы 163 пациента, лечившихся на базах ФГБУ «НМИЦ ПН имени. В.М. Бехтерева» (72,39%), СПб ГБУЗ «Больница имени П.П. Кащенко» (7,36%), СПб ГКУЗ «Городская психиатрическая больница № 6» (20,25%). На момент исследования пациенты находились в ремиссии или на этапе ее становления.

Характеристика выборки

Доля женщин в выборке — 59,3% (96 участниц; 95% ДИ: 0,52—0,67). Средний возраст участников исследования: M = 33,4 года; SD = 12 лет. Нозологическая принадлежность участников выборки по МКБ-10 была следующей: в рубрике «Шизофрения, шизотипические и бредовые расстройства» (F2) — 124 пациента (76,1%; 95% ДИ: 0,69—0,83), «Аффективные расстройства» (F3) — 15 пациентов (9,2%; 95% ДИ: 0,05—0,14), «Невротические, связанные со стрессом и соматоформные расстройства» (F4) — 2 пациента (1,2%; ДИ: –0,0047—0,03), «Расстройства личности и поведения в зрелом возрасте» (F6) — 19 пациентов (11,7%; 95% ДИ: 0,07—0,17), «Органические, включая симптоматические, психические расстройства» (F0) — 3 пациента (1,8%; 95% ДИ: –0,002—0,04). Количество госпитализаций: Me = 2; IQR = 5,5 (1-й квартиль: 0,5; 2-й квартиль: 6).

Инструменты исследования

Данные были собраны с помощью батареи анкет для самоотчетов. Помимо исследуемого инструмента (ACE-10), демографических (пол, возраст) и клинико-анамнестических (диагноз, количество госпитализаций) данных (Finkelhor et al., 2015), для оценки внешней валидности были использованы Международный опросник неблагоприятного детского опыта (WHO ACE-IQ) (Катан, 2019), опросник «Способ оценки внутренней стигмы» (СОВС) (Бочарова и др., 2023).

Опросник негативного детского опыта (ACE-10) (Finkelhor et al., 2015). Оценивает представленность 10 типов НДО, пережитых респондентами в возрасте до 18 лет: эмоциональное (вопрос 1), физическое (вопрос 2) и сексуальное (вопрос 3) насилие, эмоциональное (вопрос 4) и физическое (вопрос 5) пренебрежение, развод или раздельное проживание родителей (вопрос 6), физическое насилие в адрес матери/мачехи (вопрос 7), злоупотребление психоактивными веществами (ПАВ) (вопрос 8), психическое заболевание или попытка самоубийства в семье (вопрос 9), проживание с членом семьи, находившимся в местах лишения свободы (вопрос 10). Вопросы анкеты требовали ответа «да» или «нет». На основании количества типов НДО суммарный балл рассчитывался путем сложения количества ответов «да». Предварительно был проведен перевод инструмента двумя независимыми переводчиками на русский язык с процедурой его языковой адаптации с участием третьего независимого переводчика, являющегося носителем языка. Финальный вариант опросника сохранил в себе 10 пунктов.

Международный опросник неблагоприятного детского опыта (WHO ACE-IQ) (Катан, 2019). В опроснике оцениваются 13 видов НДО. В работе использовался частотный вариант учета категорий НДО, где ответу «много раз» соответствовал 1 балл, «было несколько раз» — 2 балла, «однажды» — 3 балла, «никогда» — 4 балла. Вопросы, отражавшие дисфункции семейного окружения, имели варианты ответа «да» (1 балл) и «нет» (2 балла). Вопросы шкалы «Эмоциональное пренебрежение» имели 5-балльную шкалу с инвертированной кодировкой. Таким образом низкий результирующий балл соответствовал большему количеству перенесенного НДО.

Способ оценки внутренней стигмы (СОВС) (Бочарова и др., 2023). Состоит из 28 пунктов, оценивающих показатели интернализованной стигмы: деморализация, самосегрегация, восприятие дискриминации, сопротивление стигме. Интегральный показатель опросника оценивается как среднее арифметическое показателей всех разделов, с учетом инвертированных баллов субшкалы «Сопротивление стигме».

Анализ данных

Статистическая обработка проводилась в среде R. Для оценки корреляционных связей использовались коэффициенты: phi (для сопоставления бинарных переменных), бисерийно-ранговый (для сопоставления бинарной и непрерывной переменные), Спирмена (для сопоставления непрерывных переменных). Внутренняя согласованность оценивалась с помощью α20 Кьюдера—Ричардсона, λ6 Гуттмана, ωtotal общего и ωH иерархического показателей МакДональда. Также проводилась оценка нормальности распределения данных и анализ Item Total Correlation (ITC). Для оценки доступности данных для факторизации применялись мера Кайзера—Майера—Олкина (КМО) и критерий многомерной нормальности Бартлетта (КБ). Для выявления факторной структуры использован метод параллельного анализа Хорна. Для проведения разведочного (ЭФА) и подтверждающего (КФА) факторного анализа выборка была разделена на 2 непересекающиеся части случайным образом. ЭФА проводился методом главных компонент с вращением varimax. КФА — методом максимального правдоподобия. Для анализа инвариативности применялся метод многогруппового КФА.

Результаты

Внутренняя валидность инструмента

Оценка взаимосвязей и внутренней согласованности

Элементы опросника не продемонстрировали ассоциаций между отдельными вопросами, более выраженных, чем средняя сила связи. Наиболее сильно с суммарным баллом инструмента коррелировали вопросы 1, 2, 4 и 8 (табл. 2). При проведении ITC-анализа все элементы опросника имели высокие показатели дискриминации.

Таблица 2 / Table 2

Взаимосвязи вопросов ACE-10 между собой и суммарным баллом

Correlations between ACE-10 items and the total score

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

Коэффициент Кьюдера—Ричардсона (α20 = 0,732) показал достаточный уровень внутренней согласованности инструмента, оценка Гуттмана (λ6 = 0,94) и общая мера омега (ωtotal = 0,92) показали высокую согласованность данных. Иерархический коэффициент омега показал значительный вклад одного общего фактора в объяснение дисперсии результатов опросника (ωH = 0,75).

Факторный анализ

ЭФА: КБ (668,4341; df = 45; p < 0,001) и КМО = 0,804 показали, что данные подходят для проведения факторного анализа. Результаты параллельного анализа показали 3-факторную структуру инструмента (рис. 1). Также был проведен эмпирический поиск действенной модели (табл. 3), результаты которого подтвердили 3-факторную структуру как наиболее эффективную из возможных и показали сравнительно высокую эффективность однофакторной модели.

Таблица 3 / Table 3

Показатели моделей эксплораторного факторного анализа

Exploratory factor analysis model indicators

Результаты анализа представлены в табл. 4. Ни один из элементов ACE-10 не продемонстрировал факторной нагрузки менее 0,3. Выделенные факторы имели высокую связь с результирующим баллом опросника и ITC, что позволило сохранить оригинальный состав инструмента (табл. 5).

Таблица 4 / Table 4

Результаты эксплораторного факторного анализа

Exploratory factor analysis results 

Таблица 5 / Table 5

Интеркорреляция и результаты анализа ITC полученных факторов

Intercorrelations and ITC analysis results of the extracted factors

Примечание / Note: «***» — p < 0,001.

По результатам анализа в фактор 1 вошли вопросы, связанные с наблюдением насилия в адрес матери (вопрос 7), злоупотреблением алкоголем или другим ПАВ близким родственником (вопрос 8), проживанием с членом семьи, пребывавшем в местах лишения свободы (вопрос 10), а также опытом сексуального насилия в детском возрасте (вопрос 3). Смысловой анализ вопросов, составивших группу, позволил обозначить фактор как «Семейные дисфункции».

Фактор 2 включал вопросы, касающиеся опыта эмоционального (вопрос 1) и физического (вопрос 2) насилия, а также раздельного проживания родителей (вопрос 6) в возрасте респондентов до 18 лет. Анализ содержания вопросов, вошедших в фактор, позволили обозначить его как «Плохое обращение».

Фактор 3 составили вопросы об опыте эмоционального (вопрос 4), физического (вопрос 5) пренебрежения и проживания с близким родственником, страдавшим депрессией, другими психическими расстройствами или совершавшем суицидные попытки (вопрос 9). Смысловой анализ вопросов, составивших группу, позволил обозначить фактор как «Пренебрежение».

КФА

Подтверждающий анализ проводился на основе моделей с факторами 1 и 3. Результаты показателей обеих моделей представлены в табл. 6. Индексы соответствия однофакторной модели не достигали приемлемого уровня. Критерии оценки 3-факторной модели, напротив, указали на ее хорошее соответствие данным.

Таблица 6 / Table 6

Показатели моделей конфирматорного факторного анализа

Confirmatory factor analysis model indicators

Примечание: χ²(df) — критерий χ² — Пирсона (число степеней свободы); GFI — индекс согласия модели; AGFI — скорректированный индекс согласия модели; CFI — сравнительный индекс пригодности; TLI — индекс Такера—Льюиса; SRMR — стандартизованные среднеквадратичные остатки модели; RMSEA (CI) — среднеквадратичная ошибка приближения (доверительный интервал); RFI — относительный индекс согласия; IFI — индекс инкрементного согласия; PNFI — индекс согласия с учетом парсимонии.

Таким образом, конфирматорный факторный анализ подтвердил результаты эксплораторного этапа. Стандартизированные нагрузки вопросов на латентные переменные не показали значений менее 0,3 за исключением 6-го вопроса (табл. 7). Дополнительные модификации измерительной модели не проводились вследствие высокой адекватности подгонки.

Таблица 7 / Table 7

Результаты конфирматорного факторного анализа

Confirmatory factor analysis results

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

Оценка инвариативности

Было проведено тестирование эквивалентности полученной факторной структуры в группах по полу. Статистические данные по подгонке для всех моделей приведены в табл. 8. По результатам анализа без дополнительных изменений были установлены конфигурационная и метрическая инвариативности групп. Соответствие модели скалярной инвариативности ухудшилось по сравнению с метрической моделью. При более подробном анализе выявлено различие между группами в ответе на вопрос 3, связанный с сексуальным насилием в детском возрасте. Освобождение из анализа вопроса позволило подтвердить скалярную инвариативность в отношении остальных переменных. Соответствие модели строгой инвариативности существенно ухудшилось по сравнению с модифицированной скалярной моделью. В результате для всех переменных, за исключением вопроса 3, в обеих группах сохранялись факторные структуры, нагрузки и интерцепты, однако существовало различие в дисперсиях и ковариации ошибок.

Таблица 8 / Table 8

Сводка статистики соответствия моделей инвариативности измерений по полу

Summary of model fit statistics for measurement invariance by gender

Примечание: χ²(df) — критерий χ² — Пирсона (число степеней свободы); AIC — информационный критерий Акаике; BIC — Байесовский информационный критерий; Δχ²(df) — изменение статистики хи-квадрат с учетом степеней свободы; TLI — индекс Такера—Льюиса; RMSEA (CI) — среднеквадратичная ошибка приближения (доверительный интервал).

Также была проведена оценка инвариативности в отношении возрастных групп респондентов, выделенных относительно медианного значения. Статистические данные по подгонке моделей приведены в табл. 9. По результатам анализа была отвергнута только строгая модель инвариативности, что подтверждает неизменность факторных структур, факторных нагрузок и интерцептов, а также показывает существующую разницу дисперсий и ковариаций ошибок в группах.

Таблица 9 / Table 9

Сводка статистики соответствия моделей инвариативности измерений по возрасту

Summary of model fit statistics for measurement invariance by age

Примечание: χ²(df) — критерий χ² — Пирсона (число степеней свободы), AIC — информационный критерий Акаике, BIC — Байесовский информационный критерий, Δχ²(df) — изменение статистики хи-квадрат с учетом степеней свободы , TLI — индекс Такера—Льюиса, RMSEA (CI) — среднеквадратичная ошибка приближения (доверительный интервал).

Внешняя валидность инструмента

Синхронная валидность

Для оценки данные сопоставлялись с результатами WHO ACE-IQ (табл. 10а, 10б). Ввиду конструкционных особенностей валидирующего опросника коэффициенты имели отрицательную направленность. Суммарные баллы инструментов достоверно коррелировали между собой. Сила связи между сходными внутренними шкалами варьировала от средней до сильной (r = |0,691 – 0,827|). Отдельные варианты НДО, общие для обоих инструментов, с высокой достоверностью имели силу связи между собой от средней до практически прямой (r = |0,59 – 0,995|). Наименьшую связь со сходной в инструменте WHO ACE-IQ шкалой показал вопрос 6, связанный с разводом или разлукой с родителями в детском возрасте (r = |0,386|, p < 0,01).

Таблица 10а / Table 10a

Корреляционные связи результатов ACE-10 и WHO ACE-IQ

Correlational relationships between ACE-10 and WHO ACE-IQ scores

Примечание: «*» — p < 0,05; «**» — p < 0,01; «***» — p < 0,001; B1–10 — вопросы 1—10; СД — семейные дисфункции; ПО — плохое обращение; Пр — пренебрежение; С — суммарный балл; P — взаимоотношения с опекунами: P1–2 — эмоциональное пренебрежение, P3–5 — физическое пренебрежение, F — проблемы семейного окружения: F1 — употребление ПАВ родителями и опекунами, F2 — хронические психические заболевания, депрессии; суициды родителей, опекунов, F3 — криминальное поведение родителей и опекунов, F4–5 — развод, разлука, смерть родителей, F6–8 — партнерское/внутрисемейное/домашнее насилие.

Таблица 10б / Table 10b

Корреляционные связи результатов ACE-10 и WHO ACE-IQ (продолжение)

Correlational relationships between ACE-10 and WHO ACE-IQ scores

Примечание: «*» — p < 0,05; «**» — p < 0,01; «***» — p < 0,001; B1–10 — вопросы

1–10; СД — семейные дисфункции; ПО — плохое обращение; Пр — пренебрежение; С — суммарный балл; A — злоупотребление детским периодом жизни: А1–2 — эмоциональное насилие, А3–4 — физическое насилие, А5–8 — сексуальное насилие; V — насилие: V1–3 — буллинг, издевательства со стороны сверстников, V4–6 — коллективное насилие, V7–10 — общественное насилие; С — суммарный балл.

Дивергентная валидность

Для оценки использовались результаты СОВС (табл. 11). Полученные корреляционные связи обладали небольшой силой (r = |0,028—0,366|) и имели разнонаправленные знаки, не обусловленные структурой сопоставляемых инструментов, что указывает на связность, но не идентичность оцениваемых с их помощью конструктов. Аналогично: связь перенесенного в детском возрасте опыта сексуального насилия с большей склонностью к восприятию стигмы была умеренной, но обладала высоким уровнем достоверности, что может требовать исследования в дальнейших работах.

Таблица 11 / Table 11

Корреляционные связи результатов ACE-10 и СОВС

Correlational relationships between ACE-10 and ISMI scores

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

Обсуждение результатов

В отличие от опыта валидации инструмента зарубежными исследователями (Van der Feltz-Cornelis, de Beurs, 2023), наше исследование идентифицировало три фактора негативного детского опыта, измеряемых опросником. Такое различие может быть обусловлено культуральной спецификой обследуемой выборки или применяемыми методами анализа, что требует дальнейшего изучения.

Три выявленных фактора соответствовали группам, выделенным авторами оригинального ACE-10, отражая теоретическую структуру, лежащую в его основе. Высокий процент дисперсии, объясненной одним общим фактором, указывает на отражение элементами опросника единой конструкции НДО. Тем не менее некоторые вопросы переместились между группами, что указывает на потенциальные культурные или контекстуальные различия в восприятии НДО.

Вопросы, связанные с плохим обращением и расставанием родителей, выделяются в отдельный фактор (Катан и др., 2019; Кибитов и др., 2024). Депрессия, суицидальные попытки и другие психические расстройства у близких вошли в группу «Пренебрежение». Болезненные симптомы родителя могут восприниматься с точки зрения ребенка как выражение пренебрежения к его потребностям. Единственный вопрос о сексуальном насилии (вопрос 3) в АСЕ-10 по своему содержанию охватывает практически все пункты этой темы WHO ACE-IQ, которые выделяются в отдельный фактор другими авторами (Катан и др., 2019; Кибитов и др., 2024). Вопрос 3, по результатам исследования, был отнесен к фактору «Семейные дисфункции», что соотносится с данными венгерских авторов (Kovács-Tóth et al., 2023). Эти изменения могут указывать на то, что в нашей выборке сексуальное насилие воспринимается как часть более широкого спектра семейных проблем.

Вопрос 3, учитывая различия в распространенности и восприятии этого варианта НДО у мужчин и женщин (Qu et al., 2022), показал значимую вариацию по полу респондентов. Также опыт сексуального насилия был слабо, но достоверно связан с более высоким восприятием стигмы, что подтверждает и подчеркивает необходимость учета гендерных различий в исследованиях и интервенциях, направленных на снижение стигматизации.

Вопросы 1, 2, 4 и 8 оказались более тесно связанными с результирующим баллом ACE-10 по сравнению с другими вопросами. Эта связь демонстрирует их, возможно, центральную роль в общей конструкции негативного детского опыта. Это наблюдение требует дальнейшего анализа и может способствовать улучшению инструмента и его применения в различных контекстах.

Заключение

Проведены процедуры валидации и адаптации версии опросника негативного детского опыта (ACE-10) для русскоязычных респондентов. Инструмент показал высокую внутреннюю согласованность и устойчивость полученной факторной структуры. Результаты исследования подтверждают важность учета различных аспектов негативного опыта; на основе полученных данных предложена трехфакторную модель, которая хорошо согласуется с оригинальной структурой ACE-10 и учитывает культурные и контекстуальные различия в восприятии негативного детского опыта.

Ограничения. Важным ограничением в процессе интерпретации и экстраполяции полученных в исследовании результатов стал размер выборки в 163 участника, являющийся минимально достаточным для проведения валидации инструмента. Увеличение размера выборки в следующих исследованиях позволит уточнить и дополнить полученные выводы, что может способствовать их более широкому применению и углубленному пониманию выявленных закономерностей.

Limitations. Possible issues in generalization of results, e. g., sample size, limited access to data.

1. Бочарова, М.О., Васильченко, К.Ф., Лутова, Н.Б., Макаревич, О.В., Хобейш, М.А., Сорокин, М.Ю., Герасимчук, Е.С. (2023). Транскультуральная валидность концепции внутренней стигмы у психически больных (психометрические свойства русскоязычной версии Шкалы внутренней стигмы психических заболеваний). Российский медико-биологический вестник имени академика И.П. Павлова, 31(3), 427—440. https://doi.org/10.17816/PAVLOVJ321239 Bocharova, M.O., Vasilchenko, K.F., Lutova, N.B., Makarevich, O.V., Khobeish, M.A., Sorokin, M.Yu., Gerasimchuk, E.S. (2023). Transcultural Validity of Concept of Internalized Stigma in Patients with Mental Illnesses (Psychometric Properties of Russian Version of Internalized Stigma of Mental Illness Scale). I.P. Pavlov Russian Medical Biological Herald, 31(3), 427—440. (In Russ.). https://doi.org/10.17816/PAVLOVJ321239
2. Герасимчук, Е.С., Сорокин, М.Ю., Лутова, Н.Б., Портениер, С.Н., Горбунова, О.В. (2024). Роль негативного детского опыта и внутренней стигмы в формировании мотивации к лечению пациентов с психическими расстройствами. Научные результаты биомедицинских исследований, 10(1), 126—142. https://doi.org/10.18413/2658-6533-2024-10-1-0-8 Gerasimchuk, E.S., Sorokin, M.Yu., Lutova, N.B., Portenier, S.N., Gorbunova, O.V. (2024). The role of negative childhood experiences and internal stigma in the formation of motivation for the treatment of patients with mental disorders. Research Results in Biomedicine, 10(1), 126—142. (In Russ.). https://doi.org/10.18413/2658-6533-2024-10-1-0-8
3. Катан, Е.А., Карпец, В.В., Котлярова, С.В., Данильчук, В.В., Косенко, И.А. (2019). Валидизация русскоязычной версии международного опросника неблагоприятного детского опыта на выборке наркологических больных. Вопросы наркологии, 1(172), 66—85. https://doi.org/10.47877/0234-0623_2019_1_66 Katan, E.A., Karpets, V.V., Kotlyarova, S.V., Danilchuk, V.V., Kosenko, I.A. (2019). A Validation Study of the Russian Version of the Adverse Childhood Experiences International Questionnaire (ACE–IQ) in a Sample of Drug Users. Questions of Narcology, 1(172), 66—85. (In Russ.). https://doi.org/10.47877/0234-0623_2019_1_66
4. Катан, Е.А. (2019). Использование международного опросника неблагоприятного детского опыта для выявления психотравмирующих факторов в детском и подростковом возрасте. Медицинская психология в России, 11(2), 8. https://doi.org/10.24412/2219-8245-2019-2-8 Katan, E.A. (2019). Using the international questionnaire of adverse childhood experiences to identify psychotraumatic factors in childhood and adolescence. Med. psihol. Ross., 11(2), 8. (In Russ.). https://doi.org/10.24412/2219-8245-2019-2-8
5. Кибитов, А.А., Трусова, А.В., Вышинский, К.В., Мазо, Г.Э., Кибитов, А.О. (2024). Разработка и анализ психометрических свойств новой русскоязычной версии Международного опросника неблагоприятного детского опыта (ACE-IQ). Консультативная психология и психотерапия,32(1), 29—57. https://doi.org/10.17759/cpp.2024320102 Kibitov, A.A., Trusova, A.V., Vyshinsky, K.V., Mazo, G.E., Kibitov, A.|O. (2024). Development and Analysis of Psychometric Properties of a New Russian Version of the Adverse Childhood Experience — International Questionnaire (ACE-IQ). Counseling Psychology and Psychotherapy, 32(1), 29—57. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/cpp.2024320102
6. Afifi, T.O., Salmon, S., Taillieu, T., Stewart-Tufescu, A., Fortier, J., Driedger, S.M. (2021). Older adolescents and young adults willingness to receive the COVID-19 vaccine: Implications for informing public health strategies. Vaccine, 39(26), 3473—3479. https://doi.org/10.1016/j.vaccine.2021.05.026
7. Bailey, T., Alvarez-Jimenez, M., Garcia-Sanchez, A.M., Hulbert, C., Barlow, E., Bendall, S. (2018). Childhood Trauma Is Associated with Severity of Hallucinations and Delusions in Psychotic Disorders: A Systematic Review and Meta-Analysis. Schizophr Bull, 44(5), 1111—1122. https://doi.org/10.1093/schbul/sbx161
8. Baumeister, D., Akhtar, R., Ciufolini, S., Periante, C.M., Mondelli, V. (2016). Childhood trauma and adulthood inflammation: a meta-analysis of peripheral C-reactive protein, interleukin-6 and tumour necrosis factor-α. Molecular Psychiatry, 21(5), 642–649. https://doi.org/10.1038/mp.2015.67
9. Brown, M., Worrell, C., Pariante, C.M. (2021). Inflammation and early life stress: An updated review of childhood trauma and inflammatory markers in adulthood. Pharmacol Biochem Behav, 211, article 173291.https://doi.org/10.1016/j.pbb.2021.173291
10. Felitti, V.J., Anda, R.F., Nordenberg, D., Edwards, V., Koss, M.P., Marks, J.S. (1998). Relationship of childhood abuse and household dysfunction to many of the leading causes of death in adults: The adverse childhood experiences (ACE) study. Am J Prev Med, 14(4), 245—258. https://doi.org/10.1016/s0749-3797(98)00017-8
11. Feltz-Cornelis, C.M. Van der, de Beurs, E. (2023). The 10-item Adverse Childhood Experience International Questionnaire (ACE-IQ-10): psychometric properties of the Dutch version in two clinical samples. Eur J Psychotraumatol, 14(2), article 2216623. https://doi.org/10.1080/20008066.2023.2216623
12. Finkelhor, D., Shattuck, A., Turner, H., Hamby, S. (2015). A revised inventory of Adverse Childhood Experiences. Child Abuse and Neglect, 48, 13—21. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2015.07.011
13. Folayan, M.O., Oginni, O., Arowolo, O., El Tantawi, M. (2020). Internal consistency and correlation of the adverse childhood experiences, bully victimization, self-esteem, resilience, and social support scales in Nigerian children. BMC Res Notes, 13(1), article 331. https://doi.org/10.1186/s13104-020-05174-3
14. Gilbert, L.K., Breiding, M. J., Merrick, M.T., Thompson, W.W., Ford, D.C., Dhingra, S.S., Parks, S.E. (2015). Childhood adversity and adult chronic disease: an update from ten states and the District of Columbia, 2010. Am J Prev Med, 48(3), 345—349. https://doi.org/10.1016/j.amepre.2014.09.006
15. Holden, G.W., Gower, T., Chmielewski, M. (2019). Methodological considerations in ACEs research. Adverse Childhood Experiences: Using Evidence to Advance Research, Practice, Policy, and Prevention, 161—182. https://doi.org/10.1016/B978-0-12-816065-7.00009-4
16. Hughes, K., Bellis, M.A., Hardcastle, K.A., Sethi, D., Butchart, A., Mikton, C., Jones, L., Dunne, M.P. (2017). The effect of multiple adverse childhood experiences on health: a systematic review and meta-analysis. Lancet Public Health, 2(8), E356—E366. https://doi.org/10.1016/S2468-2667(17)30118-4
17. Kovács-Tóth, B., Oláh, B., Kuritárné Szabó, L., Fekete, Z. (2023). Psychometric properties of the Adverse Childhood Experiences Questionnaire 10 item version (ACE-10) among Hungarian adolescents. Front Psychol, 14. https://doi.org/10.1155/2015/65080410.3389/fpsyg.2023.1161620
18. Leza, L., Siria, S., López-Goñi, J.J., Fernández-Montalvo, J. (2021). Adverse childhood experiences (ACEs) and substance use disorder (SUD): A scoping review. Drug Alcohol Depend, 1(221), article 108563. https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2021.108563).
19. Merrick, M.T., Ports, K.A., Ford, D.C., Afifi, T.O., Gershoff, E.T., Grogan-Kaylor, A. (2017). Unpacking the impact of adverse childhood experiences on adult mental health. Child Abuse Negl, 69, 10—19. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2017.03.016
20. Negele, A., Kaufhold, J., Kallenbach, L., Leuzinger-Bohleber, M. (2015). Childhood Trauma and Its Relation to Chronic Depression in Adulthood. Depress Res Treat, 1, article 650804. https://doi.org/10.1155/2015/650804
21. Pace, C.S., Muzi, S., Rogier, G., Meinero, L.L., Marcenaro, S. (2022). The Adverse Childhood Experiences - International Questionnaire (ACE-IQ) in community samples around the world: A systematic review (part I). Child Abuse and Neglect, 129, article 105640. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2022.105640
22. Porter, C., Palmier-Claus, J., Branitsky, A., Mansell., W., Warwick, H., Varese, F. (2020). Childhood adversity and borderline personality disorder: a meta‐analysis. Acta Psychiatr Scand, 141(1), 6—20. https://doi.org/10.1111/acps.13118
23. Purewal, S.K., Bucci, M., Gutierrez Wang, L., Koita, K., Silverio Marques, S., Oh, D., Burke Harris, N.(2016). Screening for Adverse Childhood Experiences (ACEs) in an Integrated Pediatric Care Model. Zero Three, 36(3), 10—17. URL: https://www.pacesconnection.com/g/sonoma-county-aces-connection/blog/screening-for-adverse-childhood-experiences-aces-in-an-integrated-pediatric-care-model (viewed: 21.06.2025).
24. Qu, X., Shen, X., Xia, R., Wu, J., Lao, Y., Chen, M., Gan, Y., Jiang, C. (2022). The prevalence of sexual violence against female children: A systematic review and meta-analysis. Child Abuse Negl, 131, Article 105764. https://doi.org/10.1016/j.chiabu.2022.105764
25. Varchmin, L., Montag, C., Treusch, Y., Kaminski, J., Heinz, A. (2021). Traumatic Events, Social Adversity and Discrimination as Risk Factors for Psychosis – An Umbrella Review. Front Psychiatry, 12, article 665957. https://doi.org/10.3389/fpsyt.2021.665957
26. Wingenfeld, K., Schäfer, I., Terfehr, K., Grabski, H., Driessen, M., Grabe, H., Löwe, B., Spitzer, C.(2011). The reliable, valid and economic assessment of early traumatization: first psychometric characteristics of the German version of the Adverse Childhood Experiences Questionnaire (ACE). Psychother Psychosom Med Psychol, 61(1), e10—e14. https://doi.org/10.1055/s-0030-1263161
27. WHO Violence Prevention Team. Adverse Childhood Experiences International Questionnaire (ACE-IQ). (InRuss.) URL:https://www.who.int/publications/m/item/adverse-childhood-experiences-international-questionnaire-(ace-iq) (дата обращения: 30.07.2024)