Шкала материнской амбивалентности (MAS): русскоязычная адаптация и валидизация

Контекст и актуальность. Понятие материнской амбивалентности используется психологами для описания смешанных и противоречивых чувств и переживаний женщины по отношению к материнству или ребенку. Высокая выраженность проявлений материнской амбивалентности может достигать уровня нарушений психического здоровья у матерей, что обосновывает важность своевременного выявления и комплексной диагностики. Цель. Разработать русскоязычную версию опросника «Шкала материнской амбивалентности» (Maternal Ambivalence Scale — MAS) и проверить ее психометрические свойства. Гипотеза. Русскоязычная версия «Шкалы MAS» обладает достаточными психометрическими свойствами для использования в научных и прикладных целях. Методы и материалы. В исследовании приняли участие 1392 условно здоровые женщины, которые имеют одного ребенка в возрасте от 1 до 35 месяцев (M = 11,31; SD = 5,38). Дополнительно использовались психодиагностические методики: «Опросник удовлетворенности материнством», «Шкала DASS-21», опросники «Шкала родительского стресса» и «Шкала дифференциальных эмоций». Применялись эксплораторный и конфирматорный факторный анализ. Результаты. Психометрические показатели подтверждают надежность и внутреннюю согласованность, структурную и конвергентную валидность трехфакторной модели русскоязычной версии MAS. Выводы. Разработанная, адаптированная и валидизированная русскоязычная версия шкалы материнской амбивалентности (MAS) сохранила общую структуру и смысловую эквивалентность оригинальной версии методики. Шкала может быть использована для оценки степени выраженности компонентов материнской амбивалентности у женщин, воспитывающих детей в возрасте до трех лет и испытывающих различные трудности в родительстве.

Введение

Проблема психического здоровья матерей в ситуации рождения ребенка продолжает быть актуальной для специалистов различных профилей, с разных позиций изучающих особенности взаимодействия матерей и их детей. В фокусе внимания зарубежных и отечественных психологов оказываются различные аспекты психологической готовности к материнству и особенности адаптации к нему, а также факторы, снижающие качество выполнения женщиной своих материнских функций (Андрияничева, 2021; Куликов, Маленова, Потапова, 2020; Якупова, 2017; Hwang, Choi, An, 2022). В последние годы внимание исследователей вновь привлек феномен материнской амбивалентности, который был впервые описан З. Фрейдом и в 50-х годах XX века был частично раскрыт в работах М. Кляйн и Д. Винникота. В психоаналитической парадигме материнская амбивалентность рассматривается в структуре более широкого термина — амбивалентности личности, согласно которому она заключается в наличии у человека одновременных конфликтных реакций по отношению к одному и тому же объекту, другому человеку или образу действий, что проявляется на когнитивном, аффективном и/или поведенческом уровнях (Chapman, Gubi, 2019; Conner et al., 2021; Yotsumoto et al., 2020). Термин «материнская амбивалентность» используется различными авторами как собирательное понятие для описания смешанных и противоречивых чувств, возникающих у женщин по отношению к своему материнству или ребенку (Сорокина, 2021; Beattie, 2020). Эти амбивалентные чувства вызывают у женщин тревогу, порождают сомнения в себе и ощущение неуспешности себя как матери (Pollack, 2024; Raneberg, MacCallum, 2023). Э. Чапман и П. Габи, исследуя влияние материнской амбивалентности на личность женщины, выделили развитие у матери целого комплекса утрат: утраты независимости и контроля над своей жизнью, утраты чувств к ребенку, утраты отношений с близкими через дистанцирование от них и утраты уверенности в себе в связи с ощущением собственной материнской некомпетентности (Chapman, Gubi, 2019). Важно отметить, что исследователи указывают на то, что определенная степень материнской амбивалентности может являться неотъемлемой частью материнства любой женщины и в большинстве случаев не является патологическим процессом, нарушающим адаптацию женщины к материнству (Raphael–Leff, 2010). Однако высокая выраженность проявлений материнской амбивалентности может достигать уровня нарушений психического здоровья у матерей, что обосновывает важность своевременного выявления и комплексной диагностики (Beattie, 2020).

М.Б. Мартин-Санчез и ее коллеги разработали шкалу материнской амбивалентности (Maternal Ambivalence Scale — MAS), исходя из идеи оценки трехкомпонентной структуры данного феномена (Martin–Sanchez et al., 2022). С позиции авторов утверждать о наличии и степени выраженности материнской амбивалентности у женщин представляется возможным при наличии: 1) сомнений в желании быть матерью; 2) неприятия материнства и себя в роли матери; 3) различных стратегий совладания с этими противоречивыми чувствами. Исследование авторов подтвердило надежность и валидность психодиагностического метода на выборке беременных женщин и матерей детей раннего возраста.

Таким образом, целью настоящего исследования являлась разработка русскоязычной версии шкалы материнской амбивалентности и проверка ее психометрических свойств для потенциального использования метода в научных и прикладных целях российскими психологами.

Материалы и методы

Дизайн и выборка исследования. В исследовании приняли участие 2032 женщины. На основании критериев исключения были отобраны данные 1392 респондентов, вошедших в окончательную однородную выборку для проверки психометрических свойств методики. Выборку составили условно здоровые женщины, отрицающие наличие проблем с соматическим и психическим здоровьем, которые имеют одного здорового ребенка в возрасте от 1 до 35 месяцев (M = 11,31; SD = 5,38). Для всех респондентов рождение ребенка осуществлялось в естественном цикле без применения вспомогательных репродуктивных технологий. Диапазон возраста женщин составил от 18 до 44 лет (M = 29,09; SD = 3,96). Подавляющее большинство женщин состоят в зарегистрированном браке (91,9% от выборки) и имеют высшее образование (82,7% от выборки). Все женщины представили добровольное информированное согласие на участие в исследовании.

Перевод и адаптация шкалы. Методика «Maternal Ambivalence Scale» (MAS) была разработана в 2020—2022 годах коллективом авторов из Jaume I University, Rey Juan Carlos University и University of Zaragoza (Испания) (Martin-Sanchez et al., 2022). Основу методики составили Стаффордское клиническое интервью и полуструктурированное интервью А. Катлера (Brockington et al., 2017; Cutler et al., 2018). В настоящем исследовании одновременно был осуществлен перевод двух оригинальных языковых версий (английская и испанская) с привлечением специалистов-переводчиков с кафедры иностранных языков с курсом латинского языка ФГБОУ ВО СПбГПМУ Минздрава России, а также независимых профессиональных переводчиков. Далее из различных языковых переводов был составлен первичный текст бланка русскоязычной шкалы MAS и затем скорректирован независимыми экспертами в области клинической психологии. Доступность и понятность текста шкалы были проверены на группе 53 женщин, воспитывающих детей раннего возраста, после чего были внесены окончательные правки и принята итоговая версия шкалы. Завершающим этапом создания языковой версии являлся обратный перевод русскоязычной шкалы и его экспертиза в фокус-группе. Итоговая версия имеет некоторые различия с оригинальной шкалой, которые описаны в разделе статьи «Обсуждение результатов».

Оценка конвергентной валидности. Проверка конвергентной валидности осуществлялась на всей выборке (N = 1392) путем расчета взаимосвязей баллов по шкалам методики MAS с показателями Опросника удовлетворенности материнством (Захарова Е.И., Калачева Н.Ю., 2012), Шкалы депрессии, тревоги и стресса — DASS–21 (в адаптации Руженковой В.В., Руженкова В.А. и Хамской И.С., 2019), опросника «Шкала родительского стресса» — «Parental Stress Scale – PSS» (J.D. Berry, W.H. Jones, в адаптации Мисиюк Ю.В., Тихоновой И.В., 2022) и Шкалы дифференциальных эмоций (К. Изард, в адаптации Леоновой А.В. и Капицы М.С., 2007). Оценка взаимосвязей производилась с помощью коэффициента корреляции Пирсона. Предварительный анализ показателей шкал не выявил каких-либо существенных отклонений от допущений корреляции Пирсона. Для данного анализа номинальный уровень вероятности ошибки I рода был установлен на α = 0,05. Величины корреляций интерпретировались в соответствии с пороговыми значениями, по Дж. Коэну: незначительная взаимосвязь (r < 0,10), слабая взаимосвязь (0,10 ≤ r < 0,30), умеренная взаимосвязь (0,30 ≤ r < 0,50) и сильная взаимосвязь (r ≥ 0,50).

Оценка психометрических свойств шкалы. Статистический анализ осуществлялся в программе R версии 4.3.1 (производство R Core Team) с использованием функционала пакетов psych, EFA.MRFA, EFA.dimensions, EGAnet, MVN, dynamic, lavaan и car. Проверка факторной структуры шкалы предполагала проведение эксплораторного факторного анализа (ЭФА) и конфирматорного факторного анализа (КФА). Необходимость проведения ЭФА перед КФА была связана с тем, что данные о факторной валидности оригинальной методики MAS ограничены результатами оригинального исследования по ее разработке.

Спецификация оцениваемых КФА моделей определялась с учетом результатов ЭФА.

Из-за ранговой шкалы ответов и выраженного отклонения данных от условий многомерной нормальности, установленного по тесту Хенце—Зирклера (HZ = 1,38, p < 0,001), оценка параметров производилась с помощью метода диагонально взвешенных наименьших квадратов (diagonally weighted least squares, DWLS). В качестве показателей надежности и внутренней согласованности моделей методики использовались ранговый показатель альфы Кронбаха и категориальная омега МакДональда, рассчитанные на основе матрицы полихорических корреляций. Доверительные интервалы для альфы Кронбаха были рассчитаны по процедуре Духачек и Якобуччи, а для омеги МакДональда — с помощью метода бутстреп-анализа с коррекцией смещения и ускорением (количество проб/выборок равнялось 2000) (Iacobucci, Duhachek, 2003; Kelley, Pornprasertmanit, 2016).

Результаты

Анализ факторной структуры шкалы. В рамках ЭФА подавляющее большинство методов определения числа факторов выявили оптимальность двухфакторной структуры, тогда как только эксплораторный графический анализ указал на возможность трехфакторной структуры, распределив пункты по факторам в соответствии с результатами оригинального исследования. Для определения наиболее оптимальной факторной структуры было принято решение рассчитать двухфакторное и трехфакторное решения и сопоставить результаты между собой как со статистической, так и с содержательной точек зрения. Результаты ЭФА по обеим моделям обобщены в табл. 1 и 2.

Таблица 1/ Table 1

Результаты эксплораторного факторного анализа для двухфакторной модели (N = 1392)

Results of exploratory factor analysis for a two-factor model (N = 1392)

Примечание: факторные нагрузки, указанные в столбцах Ф1 и Ф2, соответствуют паттерн-коэффициентам. Жирным начертанием выделены паттерн-коэффициенты выше или равные 0,40. Нижняя часть таблицы «Общие показатели ЭФА» отражает собственные значения факторов, объем объясненной дисперсии для каждого фактора и величину корреляции между факторами. Ф1 — первый фактор; Ф2 — второй фактор; h2 — величина общности.

Note: The factor loads indicated in columns F1 and F2 correspond to the pattern coefficients. The pattern coefficients above or equal to 0.40 are highlighted in bold. The lower part of the table «General indicators EFA» reflects the eigenvalues of the factors, the amount of variance explained for each factor, and the magnitude of the correlation between the factors. F1 — first factor; F2 — second factor; h2 — magnitude of generality.

Таблица 2 / Table 2

Результаты эксплораторного факторного анализа для трехфакторной модели (N = 1392)

Results of exploratory factor analysis for a three–factor model (N = 1392)

Примечание: факторные нагрузки, указанные в столбцах Ф1, Ф2 и Ф3, соответствуют паттерн-коэффициентам. Жирным начертанием выделены паттерн-коэффициенты выше или равные 0,40. Нижняя часть таблицы «Общие показатели ЭФА» отражает собственные значения факторов, объем объясненной дисперсии для каждого фактора и величину корреляции между факторами. Ф1 — первый фактор; Ф2 — второй фактор; Ф3 — третий фактор; h2 — величина общности.

Note: The factor loads indicated in columns F1, F2 and F3 correspond to the pattern coefficients. The pattern coefficients above or equal to 0.40 are highlighted in bold. The lower part of the table «General indicators EFA» reflects the eigenvalues of the factors, the amount of variance explained for each factor, and the magnitude of the correlation between the factors. F1 — first factor; F2 — second factor; F3 — third factor; h2 — magnitude of generality.

Результаты ЭФА демонстрируют приемлемость обеих моделей. В двухфакторном решении были выделены фактор «Сомнения и неприятие материнства» (пункты 1—10) и фактор «Сокрытие» (пункты 11—14) с суммарной объясненной дисперсией 49%, тогда как в трехфакторном решении были выделены фактор «Сомнения» (пункты 2—3, 5, 7 и 9—10), фактор «Неприятие» (пункты 1, 4, 6 и 8) и фактор «Сокрытие» (пункты 11—14) с суммарной объясненной дисперсией 50%. При сравнении двух решений стоит отметить, что с методологической точки зрения двухфакторное решение может рассматриваться как более привлекательное по причине того, что оно соответствует более простой модели с двумя латентными переменными и менее выраженными кросс-факторными нагрузками. Более того, трехфакторное решение получается в результате разбиения фактора «Сомнения и неприятие материнства» из двухфакторного решения на факторы «Сомнения» и «Неприятие», которые сильно скоррелированы (r = 0,74). Важно отметить, что наличие высокой корреляции между факторами не может служить основанием для утверждения об их тождественности, так как последнее требует в том числе обоснования на теоретическом уровне.

Данные о надежности и внутренней согласованности двухфакторной и трехфакторной моделей демонстрируют достаточно высокие значения в обоих вариантах решения и представлены в табл. 3.

Таблица 3 / Table 3

Результаты анализа надежности и внутренней согласованности моделей (N = 1392)

Results of the analysis of reliability and internal consistency of models (N = 1392)

Примечание: α — ранговый показатель альфы Кронбаха; ωcat — категориальная омега МакДональда; CI — доверительные интервалы.

Note: α — Cronbach’s alpha rank index; ωcat — McDonald’s omega; CI — confidence intervals.

На данном этапе анализа ввиду неопределенности в выборе наиболее оптимальной факторной модели КФА проводился как для двухфакторного, так и для трехфакторного решений. Спецификация двухфакторной модели включала факторы «Сомнения и неприятие материнства» (фиксированный индикатор: пункт 1) и «Сокрытие» (фиксированный индикатор: пункт 11), определенные пунктами 1—10 и 11—14 соответственно. Спецификация трехфакторной модели включала фактор «Сомнения» (фиксированный индикатор: пункт 2), определенный пунктами 2, 3, 5, 7, 9, 10, фактор «Неприятие» (фиксированный индикатор: пункт 1), определенный пунктами 1, 4, 6 и 8, и фактор «Сокрытие» (фиксированный индикатор: пункт 11), определенный пунктами 11—14. Результаты КФА по обеим моделям обобщены в табл. 4 и на рисунке.

Таблица 4 / Table 4

Глобальные показатели сходимости для моделей КФА (N = 1392)

Global convergence rates for CFA models (N = 1392)

Примечание: χ2 — критерий хи–квадрат; df — количество степеней свободы; CFI — сравнительный индекс соответствия; TLI — индекс Такера—Льюиса; RMSEA — корень среднеквадратичной ошибки аппроксимации c 90% доверительными интервалами; SRMR — стандартизованный среднеквадратический остаток.

Note: χ2 — chi–square criterion; df — number of degrees of freedom; CFI — comparative compliance index; TLI — Tucker-Lewis index; RMSEA — root of the RMS error of approximation with 90% confidence intervals; SRMR — standardized RMS remainder.

Глобальные показатели сходимости для двухфакторной и трехфакторной моделей показали, что гипотетические ошибки в спецификации моделей можно считать незначительными, так как они не превышали одной упущенной кросс-факторной нагрузки средней магнитуды при 95% сенситивности (пороговые значения для двухфакторной модели: CFI = 0,950, RMSEA = 0,078, SRMR = 0,061; пороговые значения для трехфакторной модели: CFI = 0,959, RMSEA = 0,073, SRMR = 0,059). Необходимо отметить, что глобальные показатели сходимости у трехфакторной модели были более высокими, чем у двухфакторной модели. При этом стоит отметить, что выбор в пользу той или иной модели не может быть сделан исходя исключительно из статистических показателей и должен быть определен с теоретико-методологической и прикладной точек зрения. Таким образом, на данном этапе анализа нами было сделан выбор в пользу трехфакторной модели, который более подробно объяснен в разделе статьи «Обсуждение результатов».

Проверка конвергентной валидности шкалы. Результаты проверки конвергентной валидности для трехфакторной модели представлены в табл. 5. Более высокие значения по показателям «Сомнения» и «Неприятие» были ассоциированы с умеренным приростом в показателях депрессии, тревоги и общего стресса (по шкале DASS–21), родительского стресса (по «Шкале родительского стресса»), а также со значительным снижением удовлетворенности всеми аспектами материнства (по «Опроснику удовлетворенности материнством») и умеренным нарастанием острых негативных и тревожно-депрессивных эмоций (по «Шкале дифференциальных эмоций»).

Таблица 5 / Table 5

Результаты проверки конвергентной валидности MAS (N = 1392)

Results of convergent validity analysis MAS (N = 1392)

Примечание: «***» — p < 0,001.

Note: «***» — p < 0,001.

Интересно отметить, что аналогичный паттерн взаимосвязей наблюдался и для показателя «Сокрытие», но соответствующие взаимосвязи были существенно ниже по магнитуде. Показатели «Сомнения» и «Сокрытие» по методике MAS были незначительно связаны с проявлениями позитивных эмоций и обратно связаны с показателем «Неприятие». Таким образом, выявленные взаимосвязи между показателями MAS и другими психодиагностическими методиками, измеряющими разные аспекты эмоционального состояния и отношения к материнству, подтверждают конвергентную валидность результатов, получаемых по шкале MAS.

Обсуждение результатов

Нами была проведена адаптация и валидизация русскоязычной версии опросника «Шкала материнской амбивалентности» (Maternal Ambivalence Scale － MAS), разработанного с сохранением основной структуры и смысловой эквивалентности его оригинальной версии. При этом необходимо отметить, что некоторые формулировки утверждений в русскоязычной версии имеют расхождения с оригинальной версией методики, что обусловлено культуральными и языковыми особенностям. В пункте 9 оригинальной методики «Я часто хочу или хотела изменить свое решение стать матерью» («I often want or have wanted to change my mind of the decision to become a mother» и «A menudo quiero o he querido echarme atrás en la decisión de ser madre» — в английской и испанской версиях соответственно) указываются намерения, относящиеся к разным временным периодам, что может существенно искажать интерпретацию ответа женщины, в связи с чем в итоговой русскоязычной версии данный пункт был изменен. Отдельно необходимо отметить изменение названий показателей (субшкал) методики, которое было выполнено с учетом необходимости полного соответствия содержанию компонентов материнской амбивалентности. Так, в оригинальной версии MAS третий компонент материнской амбивалентности отражает стратегии совладания с амбивалентными чувствами женщины в отношении своего материнства, при этом в самой шкале данный компонент обозначен как единственная стратегия — подавление («Suppression» в английской версии и «Supresión» — в испанской версии). С нашей точки зрения, наименование утверждений данной субшкалы соответствует не столько подавлению амбивалентных чувств, сколько сокрытию от окружающих проявлений материнской амбивалентности, что кажется крайне важным для более точного понимания природы поведения матери.

В полной мере учитывая результаты факторного анализа, нами был сделан выбор в пользу трехфакторной модели методики. Данный выбор обусловлен прежде всего необходимостью обособленного рассмотрения компонентов материнской амбивалентности с учетом их смыслового содержания и значения для матери. В этой связи компонент и соответствующая субшкала «Сомнения» отражает наличие и выраженность у женщины сомнений в желании и стремлений быть матерью, которые сопровождаются развитием у нее неуверенности в себе как в родителе и страха в исполнении этой роли. В отличие от этого компонент «Неприятие», как и соответствующая субшкала MAS, включает в себя проявления глубокого внутриличностного конфликта в принятии собственного материнства и проблем с достижением материнской идентичности. С нашей точки зрения, обособленное рассмотрение данных компонентов может позволить качественно оценить специфику проявления материнской амбивалентности у женщин.

Рассматривая результаты русскоязычной адаптации и валидизации шкалы MAS, важно отметить некоторые очевидные ограничения методики. Прежде всего с теоретико-методологической и математико-статистической точек зрения при использовании данной методики не представляется возможным определить общий уровень материнской амбивалентности ввиду отсутствия объективных количественных критериев данного психологического феномена. С учетом данных, полученных исследователями и разработчиками методики, указывающих на нормативность наличия некоторой степени материнской амбивалентности у женщин в первые годы после рождения ребенка, целесообразно рассматривать степень выраженности проявлений каждого по отдельности компонента материнской амбивалентности. Данный подход в оценке результатов по «Шкале MAS» представляется более результативным с позиции определения мишеней психологической помощи женщинам, испытывающим различные трудности в материнстве. Авторы оригинального метода указывают на широкие возможности шкалы применительно к двум категориям респондентов: беременным женщинам и матерям детей от рождения до двух лет, в соответствии с концепцией 1000 первых дней жизни ребенка. С позиции отечественной перинатальной психологии, учитывая потенциально негативное влияние выраженной материнской амбивалентности на взаимодействие в диаде «мать—дитя», полагаем, что «Шкала MAS» с пользой может быть использована в психодиагностике матерей детей в возрасте до трех лет, т. е. до завершения сепарационных процессов и распада перинатальной диады. Для однородности выборки проведенного эмпирического исследования в нем не принимали участия беременные женщины, в связи с этим возможности методики должны быть дополнительно оценены на данном целевом контингенте. Инструкция для респондентов сформулирована с учетом потенциального использования шкалы для опроса беременных женщин (см. Приложение).

Заключение

Анализ психометрических свойств разработанной русскоязычной версии опросника «Шкала материнской амбивалентности» (MAS) показал ее внутреннюю надежность, факторную и конвергентную валидность.

В научных и практических целях методика может быть рекомендована для оценки степени выраженности компонентов материнской амбивалентности у женщин, воспитывающих детей в возрасте до трех лет и испытывающих различные трудности в родительстве.

Оценка компонентов материнской амбивалентности, их взаимосвязи и влияния на психическое здоровье беременных женщин и матерей может являться перспективным направлением дальнейших исследований.

Ограничения. Некоторые ограничения методики подробно указаны в разделе статьи «Обсуждение результатов».

Limitations. Some limitations of the methodology are detailed in Discussion of the Results.

1. Андрияничева, М.А. (2021). Психологические проблемы в принятии материнской идентичности современными женщинами. Психологические проблемы смысла жизни и акме. 1(1), 59—263. https://doi.org/10.24412/cl-35781-2021-1-259-263
   Andriyanicheva, M.A. (2021). Psychological Readiness of Women to Accept Mother’s Identity. Socialization in the Global World: Challenges of Modern Time, 1(1), 59—263. (In Russ.). https://doi.org/10.24412/cl-35781-2021-1-259-263
2. Захарова, Е.И., Калачева, Н.Ю. (2012). Условия удовлетворенности материнством женщин, имеющих детей раннего и дошкольного возраста. Известия ПГУ им. В.Г. Белинского. 28, 1226—1233. URL: https://www.elibrary.ru/item.asp?id=18241735 (дата обращения: 04.11.24).
   Zaharova, E.I., Kalacheva, N.Yu. (2012). Condition of satisfaction in Motherhood from Women with Infants and Preschool Children. Izv. Penz. gos. Pedagog. univ. im.i V.G. Belinskogo, 28, 1226—1233. (In Russ.). URL: https://www.elibrary.ru/item.asp?id=18241735 (viewed: 04.11.24).
3. Куликов, Л.В., Маленова, А.Ю., Потапова, Ю.В. (2020). Субъективная картина материнства в российских и зарубежных исследованиях. Вестник Московского университета. Серия 14. Психология, 4, 135—167. https://doi.org/10.11621/vsp.2020.04.07
   Kulikov, L.V., Malenova, A.Yu., Potapova, Yu.V. (2020). Subjective Picture of motherhood in Russian and Foreign Studies. Moscow University Psychology Bulletin, 4, 135—167. (In Russ.). https://doi.org/10.11621/vsp.2020.04.07
4. Леонова, А.Б., Кузнецова, А.С. (2007). Психологические технологии управления состоянием человека. М.: Смысл. URL: https://www.elibrary.ru/item.asp?id=20102630 (дата обращения: 01.10.24).
   Leonova A.B., Kuznecova A.S. (2007). Psychological technologies for managing the human condition. Moscow: Meaning. (In Russ.). URL: https://www.elibrary.ru/item.asp?id=20102630 (viewed: 01.10.24).
5. Мисиюк, Ю.В., Тихонова, И.В. (2022). Русскоязычная версия «Шкалы родительского стресса»: результаты первичной оценки внутренней надежности и валидности. Общество: социология, психология, педагогика, 9, 58—66. https://doi.org/10.24158/spp.2022.9.9
   Misijuk, Ju.V., Tihonova, I.V. (2022). Russian Version of the Parental Stress Scale: Results of the Initial Assessment of Internal Reliability and Validity. Society: Sociology, Psychology, Pedagogics, 9, 58—66. (In Russ.). https://doi.org/10.24158/spp.2022.9.9
6. Руженкова, В.В., Руженков, В.А., Хамская, И.С. (2019). Русскоязычная адаптация теста DASS-21 для скрининг–диагностики депрессии, тревоги и стресса. Вестник неврологии, психиатрии и нейрохирургии, 10, 39—46. https://doi.org/10.33920/med-01-1910-06
   Ruzhenkova, V.V., Ruzhenkov, V.A., Hamskaja, I.S. Russian Adaptation of the DASS-21 for Screening and Diagnosis of Depression, Anxiety and Stress. Bulletin of neurology, psychiatry and neurosurgery, 10, 39—46. (In Russ.). https://doi.org/10.33920/med-01-1910-06
7. Сорокина, Е.Н. (2021). Амбивалентность материнства и представления о любви как осевая доминанта субъективного материнского мифа. Современная наука: актуальные проблемы теории и практики. Серия: Познание, 3, 118—125. https://doi.org/10.37882/2500-3682.2021.03.18
   Sorokina, E.N. (2021). Ambivalence of Motherhood and the Concept of Love as a Pivotal Feature of the Subjective Maternal Myth. Modern Science: Current Problems of Theory and Practice. Series: Cognition, 3, 118—125. (In Russ.). https://doi.org/10.37882/2500-3682.2021.03.18
8. Якупова, В.А. (2017). Психологические условия успешного освоения материнской роли. Консультативная психология и психотерапия, 25(1), 59—71. https://doi.org/10.17759/cpp.2017250105
   Yakupova, V.A. (2017). Psychological Conditions of Successful Maternal Role Development. Counseling Psychology and Psychotherapy, 25(1), 59—71. (In Russ.). https://doi.org/10.17759/ cpp.2017250105
9. Beattie, K.D.D. (2020). Choosing Motherhood? An Empirical Phenomenological Inquiry into the Experience of maternal Ambivalence. Pittsburg: Carlow University.
10. Brockington, I., Chandra, P., Bramante, A., Dubow, H., Fakher, W., Garcia–Esteye, L. (2017). The Stafford Interview. Archives of Women’s Mental Health, 20, 107—112. https://doi.org/10.1007/s00737-016-0683-8
11. Chapman, E., Gubi, P.M. (2019). An Exploration of the Ways in Which Feelings of “Maternal Ambivalence” Affect Some Women. Illness, Crisis & Loss, 30(2), 92—106. https://doi.org/10.1177/1054137319870289
12. Conner, M., Wilding, S., Van Harreveld, F., Dalege, J. (2021). Cognitive–Affective Inconsistency and Ambivalence: Impact on the Overall Attitude–Behavior Relationship. Personality and Social Psychology Bulletin, 47, 673—687. https://doi.org/10.1177/0146167220945900
13. Cutler, A., McNamara, B., Oasba, N., Kennedy, H.P., Lundsberg, L., Gariepy, A. (2018). “I Just Don’t Know”: An Exploration of Women’s Ambivalence about a New Pregnancy. Women’s Heal Issues, 28, 75—81. https://doi.org/10.1016/j.whi.2017.09.009 
14. Hwang, W.Y., Choi, S.Y., An, H.J. (2022). Concept analysis of transition to motherhood: a methodological study. Korean Journal of Women’s Health Nursing, 28(1), 8—17. https://doi.org/10.4069/kjwhn.2022.01.04
15. Iacobucci, D., Duhachek, A. (2003). Advancing Alpha: Measuring Reliability with Confidence. Journal of Consumer Psychology, 13, 478—487.https://doi.org/10.1207/S15327663JCP1304_14
16. Kelley, K., Pornprasertmanit, S. (2016). Confidence intervals for population reliability coefficients: Evaluation of methods, recommendations, and software for composite measures. Psychological Methods, 21(1), 69—92. https://doi.org/10.1037/a0040086 
17. Martin–Sanchez, M.B., Martinez–Borba, V., Catala, P., Osma, J., Penacoba–Puente, C., Suso–Ribera, C. (2022). Development and Psychometric Properties of the Maternal Ambivalence Scale in Spanish Women. BMC Pregnancy and Childbirth, 22, Article 625. https://doi.org/10.1186/s12884-022-04956-w
18. Pollack, D.L. (2024). Maternal ambivalence in session: Helping mothers face mixed feelings toward their children with intensive short–term dynamic psychotherapy. Women & Therapy, 47(1), 58—88. https://doi.org/10.1080/02703149.2021.1978051
19. Raneberg, A., MacCallum, F. (2023). “Living in two worlds”: A qualitative analysis of first–time mothers’ experiences of maternal ambivalence. Journal of Reproductive and Infant Psychology, 42(5), 1—15. https://doi.org/10.1080/02646838.2023.2206842
20. Raphael–Leff, J. (2010). Healthy maternal ambivalence. Psycho–analytic Psychotherapy in South Africa, 18(2), 57—73. https://doi.org/10.16995/sim.97
21. Yotsumoto, J., Sekizawa, A., Inoue, S., Suzumori, N., Samura, O., Yamada, T., Miura, K., Masuzaki, H., Sawai, H., Murotsuki, J., Hamanoue, H., Kamei, Y., Endo, T., Fukushima, A., Katagiri, Y., Takeshita, N., Ogawa, M., Nishizawa, H., Okamoto, Y., Tairaku, S., … Michihiro, K. (2020). Qualitative Investigation of the Factor that Generate Ambivalent Feelings in Women Who Give Birth After Receiving Negative Results from Non–invasive prenatal Testing. BMC Pregnancy and Childbirth, 20, Article 112. URL: https://bmcpregnancychildbirth.biomedcentral.com/articles/10.1186/s12884-020-2763-z (viewed: 12.11.2024).