Вернуться на главную страницу
Английская версия
О журнале
Редакционный совет
Планы редакции
Приглашение к публикациям

Предыдущие
выпуски журнала

2013 год

2012 год

2011 год

2010 год

2009 год

Феномен руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний у лиц молодого возраста

Колпаков Я.В., Ялтонский В.М. (Москва)

 

 

Колпаков Ярослав Витальевич

–  клинический психолог, кандидат психологических наук (19.00.04), старший научный сотрудник отделения профилактической наркологии отдела профилактики ФГБУ «ННЦ наркологии» Минздрава России.

E-mail: kolpakov_jv@mail.ru

Ялтонский Владимир Михайлович

–  член научно-редакционного совета журнала «Медицинская психология в России»;

–  доктор медицинских наук, профессор кафедры клинической психологии факультета клинической психологии ГБОУ ВПО «МГМСУ им. А.И. Евдокимова» Минздрава России;

–  заведующий отделением профилактической наркологии отдела профилактики ФГБУ «ННЦ наркологии» Минздрава России.

E-mail: yaltonsky@mail.ru

 

Аннотация. В статье приводятся данные эмпирического исследования феномена руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний у лиц молодого возраста. Обследованы 71 человек в возрасте от 17 до 34 лет. Получены данные о гендерных различиях в связях феномена руминации и тревожно–депрессивных переживаний. Профилактика изменений в когнитивной и эмоциональной сфере личности, проявляющихся в форме феномена руминации, может снизить риски возникновения тревожно–депрессивных расстройств, алкоголизации и со–зависимых расстройств поведения у лиц молодого возраста.

Ключевые слова: субъективное переживание чувства одиночества, тревожно–депрессивные переживания, феномен руминации.

 

Ссылка для цитирования размещена в конце публикации.

 

 

Введение

Специалистами отмечается рост расстройств тревожно–депрессивного спектра [4; 9].

Среди предикторов развития этих расстройств ряд авторов уделяет внимание феномену руминации [13].

А.Б. Смулевич (2007) дает определение данному феномену как обусловленным патологически сниженным аффектом неотвязным, повторяющимся помимо воли представлениям, воспоминаниям, мыслям, кошмарным сновидениям негативного, самоуничижительного, пессимистического содержания [8]. Согласно L.L. Martin и A. Tesser (1996), феномен руминации — это сводное обозначение разных способов неадаптивного мышления, класс осознанных мыслей, которые циркулируют вокруг определенной темы и поддерживаются внешней средой [12]. S. Nolen–Hoeksema (2000) описывает феномен руминации как повторные и пассивные размышления о симптомах депрессии, их возможных причинах и последствиях [16].

Феномен руминации рассматривается с одной стороны как фактор риска развития депрессии, злоупотребления алкоголем, посттравматического стрессового расстройства [11; 14; 16; 17]. А.В. Погосов (2006, 2009, 2013) подробно останавливается на феномене «репереживаний» в структуре коморбидной патологии, включающей тревожно–депрессивные и невротические расстройства (в т.ч. ПТСР) и алкогольной зависимости [5-7]. А.В. Ялтонская (2013) указывает на автоматические мысли как важный когнитивный компонент тревоги и депрессии в контексте оценки приверженности лечению [10].

С другой стороны, указывается, что феномен руминации может быть вариантом совладающего с депрессией поведения [15]. Описывается также феномен ко–руминации в диадических отношениях [18; 19].

Исследования данного феномена в отечественной клинической психологии единичны [2]. Тем не менее, профилактика изменений в когнитивной и эмоциональной сфере личности, проявляющихся в форме феномена руминации, могла бы снизить риски возникновения тревожно–депрессивных расстройств, алкоголизации и со–зависимых расстройств поведения. Целью данного исследования стало изучение феномена руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний у лиц молодого возраста.

Материалы и методы

Выборку составили 72 лица молодого возраста* (от 17 до 34 лет; средний возраст — 21,6±3,5 года) из общей популяции г. Москвы: 29 лиц мужского пола (40,28% выборки; средний возраст — 22,0±4,3 года), 43 лиц женского пола (59,72% выборки; средний возраст — 21,3±2,9 года). У 10 испытуемых (13,89% выборки) было высшее образование, у 62 испытуемых (86,11% выборки)  — неоконченное высшее образование гуманитарного и технического профилей. По критерию Z Колмогорова–Смирнова распределение по возрасту группы лиц мужского пола соответствовало нормальному (p<0,290), женского пола — не соответствовало (p<0,028), что учитывалось при дальнейшей статистической обработке данных. По критерию U Манна–Уитни по возрасту группы лиц мужского и женского пола статистически достоверно не различались (p<0,871).

Использовались следующие психодиагностические методики.

1.   «Шкала руминации» В. Трейнор, Р. Гонзалеза, С. Нолен–Хоексема («Ruminative Responses Scale», RRS, W. Treynor, R. Gonzalez, S. Nolen–Hoeksema, 2003), пилотная русскоязычная версия в авторской адаптации.

Методика включает в себя 22 утверждения о собственных переживаниях, чувствах, мыслях и направлена на выявление руминации, т.е. навязчивых размышлений, переживаний при которых одни и те же темы или мысли постоянно возникают в голове человека, вытесняя все другие виды психической активности. По каждому утверждению испытуемому предлагается ответить насколько часто он испытывает те или иные переживания – от «почти никогда» до «почти всегда». Далее — по принципу шкалы Лайкерта — полученные ответы переводятся в баллы, полученные результаты складываются. Методика позволяет оценить как выраженность феномена руминации в целом, так и её компонентов — склонности к рефлексии и самоанализу (5 утверждений; пример — «Анализирую последние события, чтобы понять, почему я настолько подавлен»), навязчивых размышлений (5 утверждений; пример — «Думаю о том, что таких проблем как у меня — нет у других людей») и навязчивых депрессивных переживаний (12 утверждений; пример — «Думаю о своих недостатках, ошибках») [20].

2.   «Шкала одиночества Калифорнийского университета» Д. Рассела, Л.А. Пеплау, М.Л. Фергюсона («The University of California, Los Angeles, Loneliness Scale», UCLA–LS, D. Russel, L.A. Peplau, M.L. Ferguson, 1978) в реадаптации Т.Ю. Лапшиной (2007).

Методика включает в себя 20 утверждений, направленных на выявление субъективного чувства одиночества. По каждому утверждению испытуемому предлагается ответить насколько часто он испытывает те или иные переживания — от «часто» до «никогда». Далее — по принципу шкалы Лайкерта — полученные ответы переводятся в баллы, полученные результаты складываются. Максимально возможный показатель субъективного чувства одиночества — 60 баллов. Высокий уровень субъективного чувства одиночества определяется при показателе от 40 до 60 баллов, от 20 до 40 баллов — средний, менее 20 баллов — низкий [3].

3.   «Госпитальная шкала тревоги и депрессии» А.С. Зигмонда, Р.П. Снэйта («Hospital Anxiety & Depression Scale», HADS, A.S. Zigmond, R.P. Snaith, 1983) в адаптации М.Ю. Дробижева (1993).

Методика разработана для выявления и оценки тяжести депрессии и тревоги в условиях общемедицинской практики. При формировании шкалы авторы исключали симптомы тревоги и депрессии, которые могут быть интерпретированы как проявление соматического заболевания (например, головокружения, головные боли). Пункты субшкалы депрессии отобраны из списка наиболее часто встречающихся жалоб и симптомов и отражают преимущественно ангедонический компонент депрессивного расстройства. Пункты субшкалы тревоги составлены на основе соответствующей секции стандартизованного клинического интервью Present State Examination и личном клиническом опыте авторов и отражают преимущественно психологические проявления тревоги. Шкала составлена из 14 утверждений, каждому утверждению соответствуют 4 варианта ответа, отражающие градации выраженности признака и кодирующиеся по нарастанию тяжести симптома от 0 баллов (отсутствие) до 3 (максимальная выраженность) [1].

Результаты

Результаты, полученные по методике «Шкала руминации» (RRS), представлены в таблице 1 и отражены на рисунке 1.

В группе лиц мужского пола показатель общей выраженности руминации составил 43,76±10,04 балла (49,73±11,41%), склонности к рефлексии и самоанализу — 9,86±2,68 балла (49,31±13,41), навязчивых размышлений — 9,97±2,88 балла (49,83±14,42%), навязчивых депрессивных переживаний — 23,93±6,50 балла (49,86±13,54%).

Распределение группы по данным показателям соответствовало нормальному (p<0,971, p<0,896, p<0,847 и p<0,609 по критерию Z Колмогорова–Смирнова для перечисленных показателей, соответственно).

В группе лиц женского пола показатель общей выраженности руминации составил 47,98±10,29 балла (54,52±11,69%), склонности к рефлексии и самоанализу — 11,37±3,64 балла (56,86±18,19%), навязчивых размышлений — 10,86±2,89 балла (54,30±14,46%), навязчивых депрессивных переживаний — 25,74±5,36 балла (53,63±11,16%). Распределение группы по данным показателям соответствовало нормальному (p<0,927, p<0,762, p<0,410 и p<0,779 по критерию Z Колмогорова–Смирнова для перечисленных показателей, соответственно).

Статистически достоверных различий по общей выраженности руминации и её компонентов между группами лиц молодого возраста мужского и женского пола по критерию U Манна–Уитни выявлено не было (p<0,137, p<0,092, p<0,293 и p<0,223 для перечисленных показателей, соответственно).

 

Таблица 1

Результаты изучения выраженности руминации и её структуры
в исследуемых группах

Примечание: НР — нормальность распределения.

 

Рисунок 1. Выраженность и структура руминации в исследуемых группах (в %).

 

Результаты, полученные по методике «Шкала одиночества Калифорнийского университета» (UCLA–LS), представлены в таблице 2.

 

Таблица 2

Результаты изучения субъективного переживания чувства одиночества

Примечание: НР — нормальность распределения.

 

В группе лиц мужского пола показатель выраженности субъективного переживания чувства одиночества составил 20,14±10,30 балла (33,56±17,17%). Распределение группы по данному показателю соответствовало нормальному (p<0,911 по критерию Z Колмогорова–Смирнова). В группе лиц женского пола показатель выраженности субъективного переживания чувства одиночества составил 18,84±9,75 балла (31,40±16,25%). Распределение группы по данному показателю соответствовало нормальному (p<0,330 по критерию Z Колмогорова–Смирнова). Статистически достоверных различий по выраженности субъективного переживания чувства одиночества между группами лиц молодого возраста мужского и женского пола по критерию U Манна–Уитни выявлено не было (p<0,546).

Результаты иллюстрирует рисунок 2.

 

Рисунок 2. Выраженность субъективного переживания чувства одиночества
в исследуемых группах (в баллах).

 

В группе лиц мужского пола у 16 испытуемых (55,17%) уровень субъективного переживания чувства одиночества квалифицировался как низкий, у 12 (39,29%) – как средний, у 1 испытуемого (3,44%) – как высокий. В группе лиц женского пола у 28 испытуемых (65,12%) уровень субъективного переживания чувства одиночества квалифицировался как низкий, у 13 (30,23%) – как средний, у 2 испытуемых (4,65%) – как высокий. Результаты иллюстрирует рисунок 3.

 

Рисунок 3. Выраженность субъективного переживания чувства одиночества
в исследуемых группах по уровням (в %).

 

Результаты, полученные по методике «Госпитальная шкала тревоги и депрессии» (HADS), представлены в таблице 3.

 

Таблица 3

Результаты изучения субъективного переживания чувства одиночества

 

В группе лиц мужского пола показатель выраженности клинических симптомов тревоги составил 10,93±4,52 балла (43,37±13,83%), симптомов депрессии — 9,43±3,63 балла (38,05±12,13%). Распределение группы по данным показателям соответствовало нормальному (p<0,906 для показателя тревоги, p<0,694 для показателя депрессии по критерию Z Колмогорова–Смирнова).

В группе лиц женского пола показатель выраженности клинических симптомов тревоги составил 9,41±4,01 балла (39,06±13,55%), симптомов депрессии — 7,67±3,41 балла (31,89±12,16%). Распределение группы по данным показателям соответствовало нормальному (p<0,602 для показателя тревоги,  p<0,553 для показателя депрессии по критерию Z Колмогорова–Смирнова).

Статистически достоверных различий по выраженности клинических симптомов тревоги и депрессии между группами лиц молодого возраста мужского и женского пола по критерию U Манна–Уитни выявлено не было (p<0,208 и p<0,065 для тревоги и депрессии, соответственно).

Результаты иллюстрирует рисунок 4.

 

Рисунок 4. Выраженность тревожно–депрессивных переживаний
в исследуемых группах (в баллах).

 

В группе лиц мужского пола у 8 испытуемых (28,57%) клиническая выраженность тревоги отсутствовала, у 12 испытуемых (42,86%) её уровень квалифицировался — как субклинический, у 8 испытуемых (28,57%) — как клинический. В группе лиц женского пола у 15 испытуемых (35,71%) клиническая выраженность тревоги отсутствовала, у 23 испытуемых (54,76%) её уровень квалифицировался — как субклинический, у 4 испытуемых (9,52%) — как клинический.

В группе лиц мужского пола у 10 испытуемых (35,71%) клиническая выраженность депрессии отсутствовала, у 15 испытуемых (53,57%) её уровень квалифицировался — как субклинический, у 3 испытуемых (10,71%) — как клинический. В группе лиц женского пола у 21 испытуемых (50,00%) клиническая выраженность депрессии отсутствовала, у 20 испытуемых (47,62%) её уровень квалифицировался — как субклинический, у 1 испытуемой (2,38%) — как клинический.

Результаты иллюстрируют рисунки 5 и 6.

 

Рисунок 5. Выраженность тревоги в исследуемых группах по уровням (в %).

 

 

Рисунок 6. Выраженность депрессии в исследуемых группах по уровням (в %).

 

Все полученные данные были подвергнуты корреляционному анализу с использованием коэффициента ранговой корреляции R Спирмена, т.к. не все полученные распределения соответствовали нормальному по критерию Z Колмогорова–Смирнова. Результаты корреляционного анализа представлены в таблице 4.

В обеих группах выявлена статистически достоверная положительная корреляционная связь возраста с уровнем образования (R=+0,537, p<0,003 и R=+0,510, p<0,000 для лиц мужского и женского пола, соответственно), что отражает естественную тенденцию для исследуемой выборки. Интересно, что у лиц мужского пола с возрастом уменьшается выраженность клинической симптоматики депрессии (R=-0,430, p<0,022), а у лиц женского пола — тревоги (R=-0,315, p<0,042).

Выявлены различия в корреляционных связях между показателями выраженности субъективного переживания чувства одиночества и клинической симптоматикой тревоги исследуемых группах. У лиц мужского пола данные показатели не связаны, тогда как у лиц женского пола — связаны положительно (R= +0,368, p<0,017).

Выраженность субъективного переживания чувства одиночества статистически достоверно положительно связана с выраженностью руминации в обеих группах (R=+0,441, p<0,017 и R=+0,467, p<0,002, соответственно для лиц мужского и женского пола). Однако, у лиц мужского пола выраженность субъективного переживания чувства одиночества статистически достоверно положительно связана с такими компонентами руминации как навязчивые размышления (R=+0,400, p<0,032) и навязчивые депрессивные переживания (R=+0,473, p<0,047).

 

 

У лиц женского пола — только с выраженностью всех компонентов руминации: склонностью с рефлексией и самоанализу (R=+0,315, p<0,040), навязчивыми размышлениями (R=+0,314, p<0,040) и депрессивными переживаниями (R=+0,477, p<0,001).

Выраженность тревоги статистически достоверно положительно связана в обеих группах с выраженностью руминации (R=+0,399, p<0,035 и R=+0,377, p<0,014 для лиц мужского и женского пола, соответственно) и таким её компонентом как навязчивые депрессивные переживания (R=+0,441, p<0,019 и R=+0,353, p<0,022 для лиц мужского и женского пола, соответственно).

Выявлены различия в корреляционных связях между показателями клинической симптоматикой тревоги и особенностями руминации в исследуемых группах. У лиц женского пола выраженность тревоги статистически достоверно положительно связана с выраженностью такого компонента руминации как склонность к рефлексии и самоанализу (R=+0,331, p<0,032), тогда как у лиц мужского пола — не связана.

Выявленные корреляции иллюстрирует рисунок 7.

Выявленные корреляционные связи между аналогичными параметрами оценки методик, направленных на изучение субъективного переживания чувства одиночества и тревожно–депрессивных переживаний, с параметрами оценки методики «Шкала руминации» свидетельствуют о внешней валидности данной методики. Также выявленные показатели интеркорреляционных связей между шкалами данной методики свидетельствуют о её внутренней конструктивной валидности. Тем не менее, следует отметить, что на мужской части выборки субшкала, измеряющая выраженность такого компонента руминации как склонность к рефлексии и самоанализу, показала недостаточную надёжность и требует доработки.

 

Рисунок 7. Корреляционный граф полученных связей.

 

Основные выводы

1.   Лица мужского и женского пола молодого возраста статистически достоверно не различаются по выраженности субъективного переживания чувства одиночества. Большая часть испытуемых имеет низкий уровень данного показателя: 55,17% лиц мужского пола и 65,12% лиц женского пола, соответственно.

2.   Лица мужского и женского пола молодого возраста статистически достоверно не различаются по выраженности тревожно–депрессивных переживаний.

3.   Лица мужского и женского пола молодого возраста статистически достоверно не различаются по выраженности руминации. На уровне тенденций склонность к руминации более выражена у лиц женского пола.

4.   Выраженность субъективного переживания чувства одиночества, тревожно–депрессивных переживаний и руминации статистически достоверно связаны у лиц молодого возраста и характеризуются специфичностью у лиц мужского и женского пола. У лиц мужского пола ведущим фактором в структуре руминации являются депрессивные переживания, у лиц женского возраста — тревожные.

5.   Апробируемая методика «Шкала руминации» в целом обладает достаточной внешней и внутренней валидностью, однако требует доработки и проверки ретестовой устойчивости.

 

_______________________

* Примечание: авторы выражают признательность студенту факультета клинической психологии ГБОУ ВПО «МГМСУ им. А.И. Евдокимова» Минздрава России А. Королеву за помощь в сборе эмпирического материала.

 

Литература

1.   Андрющенко А.В., Дробижев М.Ю., Добровольский А.В. Сравнительная оценка шкал CES–D, BDI и HADS(d) в диагностике депрессий в общемедицинской практике // Журнал неврологии и психиатрии им. С.С. Корсакова. – 2003. – № 5. – С. 80-86.

2.   Колпаков Я.В. Оценка феномена руминации у лиц, зависимых от алкоголя: материалы Международ. молодежного научн. форума «ЛОМОНОСОВ-2013» / отв. ред. А.И. Андреев, А.В. Андриянов, Е.А. Антипов, К.К. Андреев, М.В. Чистякова [Электр. ресурс]. URL: http://lomonosov-msu.ru/archive/Lomonosov_2013/2232/7180_455a.pdf

3.   Лапшина Т.Ю. Психологические особенности переживания одиночества у лиц, находящихся в условиях групповой (тюремной) изоляции: дис. … канд. психол. наук. – Ростов-на-Дону, 2007. – 181 с.

4.   Маркова М.В. Депрессивные расстройства в сети первичной медицинской помощи: из «диагностических невидимок» – на арену общемедицинской практики // Medix Anti-Aging. – 2009. – № 5(11). – С. 18-22.

5.   Погосов А.В. Посттравматические стрессовые расстройства и коморбидные состояния у военнослужащих (клиника, факторы риска, терапия): монография. – Курск: КГМУ, 2006. – 268 с.

6.   Погосов А.В. Коморбидность психических и наркологических заболеваний (клинические и терапевтические аспекты). – Курск: КГМУ, 2009. – 284 с.

7.   Погосов А.В. Психопатологические механизмы коморбидной взаимосвязи психических и наркологических заболеваний // Акт. вопросы погран. психич. патологии (биопсихосоц. подход): материалы Всеросс. научн.-практ. конф. с международн. уч. – Курск: КГМУ, 2013. – С. 193-199.

8.   Cмулевич А.Б. Депрессии при соматических и психических заболеваниях. – М: МИА, 2007. – 427 с.

9.   Цыбина М.И. Опыт клинического применения амитриптилина, флувоксамина и тианептина в терапии депрессивных расстройств // Психиатрия и психофармакотерапия. – 2000. – Т. 2, № 6. – С. 187-190.

10.   Ялтонская А.В. Предикторы эффективности групповой когнитивно-поведенческой психотерапии в комплексном лечении депрессивных расстройств непсихотического уровня: дисс. … канд. мед. наук. – Москва, 2013. – 272 с.

11.   Caselli G., Ferretti C., Leoni M., Rebecchi D., Rovetto F., Spada M.M. Rumination as a predictor of drinking behaviour in alcohol abusers: a prospective study // Addiction. – 2010 Jun. – Vol. 105(6). – P. 1041-1048.

12.   Martin L.L., Tesser A. Some ruminative thoughts // R.S. Wyer Jr. (Ed.), Ruminative thoughts. – Mahwah, NJ: Erlbaum, 1996. – P. 1-47.

13.   Nolan S.A., Roberts J.E., Gotlib I.H. Neuroticism and ruminative response style as predictors of change in depressive symptomatology // Cognitive Therapy and Research. – 1998. – 22(5). – P. 445-455.

14.   Nolen-Hoeksema S.  Responses  to  depression  and their effects on the duration of depressive episodes // Journal of Abnormal Psychology. – 1991. – Vol. 100. – P. 569-582.

15.   Nolen-Hoeksema S., Parker, L.E., Larson J. Ruminative coping with depressed mood following loss // Journal of Personality and Social Psychology. – 1994. –  Vol. 67(1). – P. 92-104.

16.   Nolen-Hoeksema S. The Role of Rumination in Depres¬sive Disorders and Mixed Anxiety/Depressive Symptoms // Journal of Abnormal Psychology. – 2000. – Vol. 109. – P. 504-511.

17.   Nolen-Hoeksema S., Harrell Z.A. Rumination, depression, and alcohol use: Tests of gender differences // Journal of Cognitive Psychotherapy. – 2002. – Vol. 16. – P. 391-403.

18.   Rose A.J. Co-rumination in the friendships of girls and boys // Child Development. – 2002. – Vol. 73, № 6. – P. 1830-1843.

19.   Stone L.B., Hankin B.L., Gibbe B.E., Abela J.R.Z. Co-rumination predicts the onset of depressive disorders during adolescence // Journal of Adolescence. – 2011. – Vol. 32. – P. 19-37.

20.   Treynor W., Gonzalez R., Nolen-Hoeksema S. Rumination Reconsidered: A Psychometric Analysis // Cognitive Therapy and Research. – 2003 June. – Vol. 27, № 3. – P. 247-259.

 

 

Ссылка для цитирования

УДК 616.895.4-053.82

Колпаков Я.В., Ялтонский В.М. Феномен руминации в структуре тревожно–депрессивных переживаний у лиц молодого возраста [Электронный ресурс] // Медицинская психология в России: электрон. науч. журн. – 2013. – N 3 (20). – URL: http://medpsy.ru (дата обращения: чч.мм.гггг).

 

Все элементы описания необходимы и соответствуют ГОСТ Р 7.0.5-2008 "Библиографическая ссылка" (введен в действие 01.01.2009). Дата обращения [в формате число-месяц-год = чч.мм.гггг] – дата, когда вы обращались к документу и он был доступен.

 

  В начало страницы В начало страницы

 

ОБОЗРЕНИЕ ПСИХИАТРИИ И МЕДИЦИНСКОЙ ПСИХОЛОГИИ

им. В.М. Бехтерева


Попов Ю.В., Пичиков А.А. Особенности суицидального поведения у подростков (обзор литературы)


Емелина Д.А., Макаров И.В. Задержки темпа психического развития у детей (обзор литературных данных)


Григорьева Е.А., Хохлов Л.К. К проблеме психосоматических, соматопсихических отношений


Деларю В.В., Горбунов А.А. Анкетирование населения, специалистов первичного звена здравоохранения и врачей-психотерапевтов: какой вывод можно сделать о перспективах психотерапии в России?

Серия 16

ПСИХОЛОГИЯ

ПЕДАГОГИКА


Щелкова О.Ю. Основные направления научных исследований в Санкт-Петербургской школе медицинской (клинической) психологии

Cамые читаемые материалы журнала:


Селезнев С.Б. Особенности общения медицинского персонала с больными различного профиля (по материалам лекций для студентов медицинских и социальных вузов)

Панфилова М.А. Клинический психолог в работе с детьми различных патологий (с задержкой психического развития и с хроническими соматическими заболеваниями)

Копытин А.И. Применение арт-терапии в лечении и реабилитации больных с психическими расстройствами

Вейц А.Э. Дифференциальная диагностика эмоциональных расстройств у детей с неврозами и неврозоподобным синдромом, обусловленным резидуально-органической патологией ЦНС

Авдеева Л.И., Вахрушева Л.Н., Гризодуб В.В., Садокова А.В. Новая методика оценки эмоционального интеллекта и результаты ее применения