جلد 12، شماره 10 - ( 9-1392 )                   جلد 12 شماره 10 صفحات 807-818 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Siadatian S, Ghamarani A. The Investigation of Validity and Reliability of Snaith–Hamilton Anhedonia Scale (Shaps) in the Students of Isfahan University . JRUMS. 2013; 12 (10) :807-818
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-2024-fa.html
سیادتیان سید حسین، قمرانی امیر. بررسی روایی و پایایی مقیاس فقدان لذتجویی Snaith–Hamilton در دانشجویان دانشگاه اصفهان: یک بررسی مقدماتی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1392; 12 (10) :807-818

URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-2024-fa.html


متن کامل [PDF 216 kb]   (1095 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (5886 مشاهده)
متن کامل:   (81 مشاهده)
مقاله پژوهشی

مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان

دوره دوازدهم، دی 1392، 818-807

بررسی روایی و پایایی مقیاس فقدان لذتجویی SnaithHamilton در دانشجویان دانشگاه اصفهان: یک بررسی مقدماتی

سید حسین سیادتیان[1]، امیر قمرانی[2]

دریافت مقاله: 31/5/91      ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 6/8/91      دریافت اصلاحیه از نویسنده: 3/11/91      پذیرش مقاله: 8/12/91

AWT IMAGEچکیده

زمینه و هدف: فقدان‌ لذتجویی یکی از مهم‌ترین علایم شایع در اختلالات افسردگی و اسکیزوفرنیا می‌باشد از این رو بررسی روایی و پایایی مقیاس فقدان ‌لذتجویی هدف پژوهش حاضر بود.

مواد و روش‌ها: پژوهش حاضر از نوع توصیفی با هدف اعتباریابی می‌باشد. تعداد 209 نفر(65 پسر و 144 دختر) از دانشجویان دانشگاه اصفهان به صورت تصادفی ساده انتخاب شدند. برای بررسی روایی مقیاس فقدان لذتجویی از روش‌های روایی محتوا، همبستگی گویه‌ها با نمره کل (تحلیل مواد)، همبستگی خرده آزمون‌ها با نمره کل و تحلیل عوامل و به منظور بررسی پایایی مقیاس از روش‌های آلفای کرونباخ و پایایی تنصیفی استفاده شد

یافته‌ها: میانگین سنی گروه نمونه 47/20 سال و انحراف معیار آن 16/1 بود. دختران 9/68% و پسران 1/31% از شرکت‌کنندگان را تشکیل دادند. تحلیل عاملی مقیاس حکایت از وجود چهار عامل عمومی شامل؛ آشامیدن و خوراک، تعاملات‌ اجتماعی، تجربیات حسی و سرگرمی و تفریح داشت. در مجموع این چهار عامل 09/69% از واریانس کل سؤالات را تبیین کردند. ضرایب همبستگی گویه‌ها با نمره کل در تمام موارد معنی‌دار و بین 40/0 تا77/0 متغیر بود. ضریب همبستگی خرده مقیاس‌ها با نمره کل، برای خرده مقیاس آشامیدن و خوراک72/0، خرده مقیاس تعاملات اجتماعی 82/0، خرده مقیاس تجربیات حسی 89/0و سرگرمی و تفریح 68/0 برآورد گردید (001/0=p). علاوه‌براین، پایایی مقیاس با استفاده از ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و خرده مقیاس‌ها بین 59/0 تا 86/0 به دست آمد. ضریب پایایی تنصیفی مقیاس 86/0 به دست آمد.

نتیجه‌گیری: نتایج نشان داد که مقیاس فقدان لذتجویی از خصوصیات روان‌سنجی رضایت‌بخشی برای استفاده در دانشجویان دانشگاه اصفهان برخوردار می‌باشد.

واژه‌های کلیدی: لذتجویی، مقیاس، فقدان لذتجویی، روایی، پایایی، دانشجویان، دانشگاه اصفهان، Snaith–Hamilton

مقدمه

اختلال افسردگی اساسی زندگی میلیون‌ها نفر در سراسر جهان را تحت تأثیر قرار داده است [1]. بر اساس [Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-IV-TR)] حداقل پنج نشانه برای شناسایی اختلال افسردگی اساسی باید رخ دهد که یکی از آن‌ها فقدان لذتجویی می‌باشد. به طوری که این مؤلفه یکی از دو مؤلفه مهم (خلق پایین و عدم لذت از مواقع و اتفاقاتی که قبلاً منشا لذت بوده‌اند) در شناسایی و درمان مبتلایان به اختلال افسردگی می‌باشد[2]. بیش از یک سوم افرادی که مبتلا به این اختلال (افسردگی اساسی) بوده‌اند این علایم را گزارش یا تصدیق نموده‌اند [3].

فقدان لذتجویی (Anhedonia) برای اولین بار توسط Ribot به عنوان کمبود ظرفیت تجربه خشنود یا لذت بخش معرفی شد [4]. علاوه بر این Bleuler، Kraepelin و Myerson به نقل ازIngmar  و همکاران معتقدند که  فقدان ‌لذتجویی نقش مهمی در  نظریه‌های آسیب‌شناسی روانی، در قرن گذشته ایفا کرده است [5] و امروزه نیز از مشخصه‌های بسیار مهم و مورد تأکید در آسیب شناسی روانی است [6]. به علاوه، فقدان ‌لذتجویی مشخصه اصلی کلینیکی (بالینی) اختلال اسکیزوفرنیا و سوء مصرف مواد می‌باشد؛ و در این راستا مشخص شده است که فقدان لذتجویی به عنوان یکی از علایم منفی مهم در اختلال اسکیزوفرنیا است [7]. فرضیه‌ها حاکی از آن است افرادی که فقدان لذتجویی بیشتری دارند، احساس میل به خوردن و مصرف الکل بیشتر، توانایی کمتر در کنترل خوردن غذا و تمایل بیشتری به از دست دادن وزن دارند [8].

 Fanningو همکاران در پژوهشی که به منظور تعیین همبسته‌های اختلالات سایکوتیک انجام دادند، دریافتند که فقدان لذتجویی به عنوان یکی از عوامل اصلی در پیش‌بینی ابتلا به سایکوز مطرح می‌باشد [7]. در پژوهشی که Zhornitsky و همکاران با هدف بررسی نقش هیجان‌خواهی، فقدان لذتجویی و تکانشگری در ابتلا به سوء مصرف مواد در افراد اسکیزوفرنیا و افراد غیر اسکیزوفرنیا انجام دادند، دریافتند که در افراد اسکیزوفرنیا، فقدان لذتجویی در مقایسه با هیجان خواهی و تکانشگری، نقش بیشتری در پیش‌بینی سوء مصرف مواد دارد [9]. Velthorst و همکارش در پژوهشی که بر روی 646 نفر از خواهران و برادران سالم افراد اسکیزوفرنیا، با هدف پیش‌بینی علایم سایکوتیک انجام دادند، دریافتند که فقدان ‌لذتجویی و گوشه‌گیری می‌توانند علایم سایکوتیک را در این افراد پیش‌بینی کنند [10]. Nefs و همکاران نیز در پژوهشی که بر روی 6404 بیمار دیابت نوع2 انجام دادند مشخص نمودند که فقدان ‌لذتجویی مهم‌ترین عامل در پیش‌بینی افسردگی در این افراد می‌باشد [11].

تنوع و اهمیت تأثیرات فقدان‌ لذتجویی، پژوهشگران مختلف را بر آن داشته تا نسبت به سنجش این سازه اقدام نمایند. بر اساس دیدگاه‌های موجود و ابزارهای متعدد می‌توان دو رویکرد را در ارتباط با سنجش لذتجویی از یکدیگر متمایز ساخت. در رویکرد اول کمتر بر ارزیابی لذتجویی به عنوان یک سازه منحصر به فرد و مجزا تأکید می‌شد؛ و به جای آن سنجش لذتجویی از طریق سایر مقیاس‌های مرتبط مانند: مقیاس فقدان لذتجویی اجتماعی، مقیاس فقدان لذتجویی جسمانی، شرایط آزمایشگاهی و غیره انجام شده است. در این راستا
 

پژوهش‌های Harvey و همکاران و Berlin و همکاران قابل استناد می‌باشد [13-12]. Harvey و همکاران در پژوهش خود از مقیاس فقدان لذتجویی اجتماعی استفاده کرده‌اند [13]. و این در حالی‌ست که مقیاس ذکر شده مشکل در اعتبار همگرا و واگرا دارد [15-14]. علاوه‌بر‌این، به نظر می‌رسد این مقیاس بیشتر با اضطراب اجتماعی و انعطاف‌ناپذیری رابطه داشته باشد تا فقدان لذتجویی [5]. در پژوهش Berlin و همکاران با عنوان سنجش میزان لذتجویی و فقدان لذتجویی در پاسخ‌دهی به مواد قندی در مبتلایان به افسردگی و اسکیزوفرنیا و مقایسه با اشخاص سالم، از مقیاس فقدان لذتجویی جسمانی و مقیاس لذت Fawcett استفاده شده بود [12]. هر چند مقیاس فقدان لذتجویی جسمانی [15] دارای نکات مثبت می‌باشد ولی دارای محدودیت‌هایی از قبیل: 1- محتوای منسوخ شده، 2- تعداد سؤال بالا (61 عدد) که باعث زمان‌بری و تأثیر بر ارزیابی درست مقیاس می‌گردد و3- عدم توفیق در تعیین اثربخشی مداخلات روانشناختی می‌باشد [5]. مقیاس لذت Fawcett [16] نیز با توجه به قدمت حدود 30 ساله کفایت روان‌سنجی خود را از دست داده است.

رویکرد دوم در سنجش فقدان لذتجویی مبتنی بر استفاده از یک ابزار مستقل و دارای روایی و پایایی بوده است. در این راستا می‌توان به پژوهش‌هایی اشاره نمود که صرفاً به منظور ساخت و تعیین روایی و پایایی ابزارهای جداگانه برای سنجش فقدان ‌لذتجویی طراحی شده‌اند. در میان پژوهش‌های مذکور، پژوهش Snaith و همکاران که برای ساخت و تعیین روایی و پایایی مقیاس فقدان لذتجویی انجام شد، قابل استناد می‌باشد [17]. مقیاس فقدان لذتجویی (یا لذتجویی) در میان مقیاس‌های دیگر بیشترین فراوانی و کفایت را در سنجش میزان فقدان لذتجویی در مبتلایان به پارکینسون داشت و سودمندی کلینیکی این مقیاس در پژوهش‌های متعدد به اثبات رسیده است [23-18، 12]. نسخه اصلی مقیاس فقدان لذتجویی جهت به دست آوردن و بکارگیری روایی و پایایی، به زبان‌های فرانسوی، آلمانی، هلندی، ایتالیایی [22-21، 1] و ژاپنی [24] نیز ترجمه و مورد پژوهش قرار گرفته است. در مجموع در خصوص سنجش فقدان لذتجویی باید خاطر نشان کرد فقدان لذتجویی را می‌توان با استفاده از رفتارهای فرد [26-25]، بررسی‌های فیزیولوژیکی [27]، استفاده از مصاحبه [28] و ارزیابی توسط خود [15، 5] مورد سنجش قرار داد؛ در این میان اکثر تحقیقات بر پایه استفاده از خودارزیابی بوده است. این یافته به این معناست که مقیاسSnaith–Hamilton  توانسته صحت یک ابزار معتبر را برای اندازه‌گیری فقدان‌ لذتجویی کسب نماید. چرا که توانسته حوزه‌های جسمانی (حسی)، اجتماعی و سرگرمی مقیاس‌های لذتجویی گذشته را پوشش دهد. علاوه‌براین، مقیاس مذکور یک مقیاس کوتاه، خود ارزیابی و دارای روایی و پایایی مطلوب می‌باشد [5]. با توجه به مطالب فوق، هدف پژوهش حاضر بررسی روایی و پایایی مقیاس فقدان لذتجویی Snaith–Hamilton در دانشجویان دانشگاه اصفهان به‌عنوان یک مطالعه مقدماتی بود.

مواد و روش‌ها

این پژوهش توصیفی با هدف اعتباریابی آزمون انجام شد. انجام پژوهش در سال تحصیلی 91-1390 و جامعه آماری پژوهش شامل کلیه دانشجویان دانشگاه اصفهان بودند. برای انتخاب حجم نمونه از سه ملاک استفاده شد. ملاک اول شامل میزان حجم نمونه بر اساس نوع روش تحقیق بود در این راستا مشخص شده است که در پژوهش‌های توصیفی نمونه‌ای به حجم حداقل 100 نفر ضرورت دارد [29]. در هنجاریابی آزمون‌ها حجم نمونه مطلوب 100 نفر یا بیشتر می‌باشد [30]. ملاک دوم برای انتخاب حجم نمونه در پژوهش حاضر استناد به حجم نمونه در پژوهش‌های مشابه در خصوص روایی و پایایی مقیاس در خارج از کشور بود. بر این اساس پژوهش Miuraa و همکاران [24] با حجم نمونه 85 نفر و پژوهش Ingmar و همکاران [5] با حجم نمونه 110 نفر ملاحظه گردید. ملاک سوم برای انتخاب حجم نمونه استفاده از فرمول حجم نمونه کوکران و برآورد حداقل میزان خطا (05/0=q، 96/1=t، 05/0p<) بود. بر این اساس تعداد 209 نفر (65 پسر و 144 دختر) پس از هماهنگی‌های به عمل آمده و کسب مجوز از اداره حراست دانشگاه انتخاب شدند. تکمیل پرسش‌نامه‌ها به صورت انفرادی و با اخذ رضایت قبلی از دانشجویان و در ایام غیر از امتحانات میان و پایان ترم انجام گردید. روش نمونه‌گیری تصادفی ساده بود که با توجه به دسترسی محقق به اسامی دانشجویان، براساس جدول اعداد تصادفی نمونه‌گیری صورت پذیرفت.

در پژوهش حاضر از مقیاس فقدان لذتجویی
Snaith–Hamilton  استفاده شد. این مقیاس به زعم Snaith–Hamilton  قوی‌ترین مقیاس برای ارزیابی فقدان لذتجویی می‌باشد. مقیاس مزبور شامل 14 سؤال  است که برای اندازه‌گیری کاهش ظرفیت تجربه لذت، طراحی شده است. این مقیاس دارای 4 خرده مقیاس شامل: تعاملات اجتماعی، تجربیات حسی، تفریح/ سرگرمی و آشامیدن و خوراک می‌باشد. توضیح درباره خرده مقیاس‌ها و سؤال اختصاص یافته نمره‌گذاری این مقیاس در طیف لیکرت 5 گزینه‌ای و از صفر تا چهار (کاملاً موافقم=5 تا کاملاً مخالفم= 1) صورت می‌گیرد. در این راستا، نمره بالا در این مقیاس نشان از ظرفیت بالای لذتجویی و نمره کم نشان از ظرفیت پایین در لذتجویی می‌باشد. همان‌طور که پیش از این اشاره شد، روایی و پایایی مقیاس فقدان لذتجویی در پژوهش‌های متعددی مطلوب ارزیابی شده است. در خصوص فرآیند ترجمه مقیاس؛ با توجه به این که در ایران تاکنون مقیاس فقدان لذتجویی ترجمه نشده بود لذا ابتدا مقیاس توسط سه نفر از متخصصین رشته روانشناسی به فارسی ترجمه شد. سپس متن ترجمه شده مقیاس توسط یکی از دانشجویان مقطع کارشناسی ارشد رشته زبان انگلیسی به انگلیسی برگردانیده شد (ترجمه معکوس) و متن نهایی با نسخه اصلی لاتین مقیاس مقایسه گردید و مواردی اختلافی بررسی شد. در نهایت نسخه نهایی مقیاس پس از ویرایش ادبی توسط یکی از دانشجویان کارشناسی ارشد زبان و ادبیات فارسی، تهیه شد. نام مقیاس Snaith–Hamilton به دلیل این که تناسب بیشتری با علایم اختلالات بالینی داشته باشد فقدان لذتجویی انتخاب گردید.

تجزیه و تحلیل نتایج

تجزیه و تحلیل نتایج با نرم‌افزار SPSS نسخه 17 و بر اساس آزمون‌های کرویت بارتلت  (Bartletts Test of Sphericity Approx.Chi-Squars) شاخص [Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling (KMO)]، روش‌های همسانی درونی (ضریب آلفای کرونباخ) و پایایی تنصیفی (ضریب پایایی دونیمه کردن) و آمارهای استنباطی نظیر ضریب همبستگی پیرسون استفاده شد.

روایی مقیاس: برای تعیین روایی آزمون از روش‌های روایی محتوایی (Content Validity) و روایی سازه (Construct Validity) استفاده شد. به منظور بررسی روایی سازه‌ای مقیاس از روش‌های همبستگی گویه‌ها با نمره کل و همبستگی خرده مقیاس‌ها با نمره کل و تحلیل عوامل استفاده شد. روایی محتوایی مقیاس فقدان لذتجویی، از طریق نظرخواهی از صاحبنظران و متخصصین روان‌شناسی و مطابقت سؤالات به لحاظ محتوایی با مفاهیم و سازه‌های تئوری لذتجویی احراز شد.

نتایج

ویژگی‌های دموگرافیک گروه نمونه: میانگین سنی گروه نمونه 47/20 سال و انحراف معیار آن 16/1 بود.

تحلیل عوامل مقیاس: به منظور انجام تحلیل عاملی مقیاس فقدان لذتجویی، ابتدا شاخص KMO که گویای کفایت نمونه‌گیری است بررسی شد. این شاخص برابر با 83/0 محاسبه شد. همچنین آزمون کرویت بارتلت برابر 11/690 بود که در سطح 0001/0 معنی‌دار بود و حکایت از معنی‌داری ماتریس همبستگی داده‌ها داشت. تحلیل عاملی اکتشافی مقیاس با استفاده از روش مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس (Varimax) انجام شد. ملاک استخراج عوامل، شیب منحنی اسکری (Scree plot) و ارزش ویژه بالاتر از 1 بود که بر اساس آن 4 عامل عمومی بزرگ‌تر از یک استخراج شد. نتایج تحلیل عاملی مقیاس به همراه بار عاملی هر گویه در جدول 1 ارائه شده است.

  

شماره گویه

خلاصه گویه

تعاملات اجتماعی

تجربیات حسی

تفریح و سرگرمی

آشامیدن و خوراک

1

لذت بردن از برنامه‌های رادیو و تلویزیون

-

61/0

-

2

لذت از بودن با خانواده و دوستان نزدیک

58/0

-

-

-

3

از سرگرمی‌های مورد علاقه لذت بردن

-

-

71/0

-

4

از غذاهای مورد علاقه لذت بردن

-

-

-

78/0

5

از حمام آب گرم لذت بردن

-

67/0

-

-

6

از بوییدن گل‌ها، نسیم دریا و یا نان تازه لذت بردن

-

74/0

-

-

7

از دیدن چهره خندان دیگران لذت بردن

72/0

-

-

-

8

لذت از این که خوش‌چهره به نظر رسیدن و به خود رسیدن

73/0

-

-

-

9

لذت بردن از مطالعه کتاب و مجله

-

-

81/0

-

10

لذت ناشی از نوشیدن چای و قهوه

-

-

-

73/0

11

لذت از بعضی چیزهای جزئی مانند یک روز آفتابی یا تماس تلفنی با یک دوست

-

42/0

-

-

12

 لذت ناشی از تماشای منظره زیبا

-

55/0

-

-

13

لذت کمک‌کردن به دیگران

74/0

-

-

-

14

لذت دریافت تحسین و تشویق از دیگران

75/0

-

-

-

مقدار ارزش ویژه

29/3

45/2

04/2

88/1

درصد واریانس تبیین شده

51/23

56/17

57/14

44/13

نتایج جدول 1 نشان می‌دهد که مقیاس فقدان لذتجویی از چهار عامل تشکیل شده که با توجه ‌به سؤالات مربوط به هر عامل، عامل شماره 1 نام تعاملات اجتماعی، عامل شماره 2 تجربیات حسی، عامل شماره 3 تفریح و سرگرمی و عامل شماره 4 آشامیدن و خوراک نام‌گذاری شد. در مجموع این چهار عامل 09/69% از واریانس کل سؤالات را تبیین می‌کردند. همچنین، بررسی بار عاملی گویه‌ها نشان داد که همه گویه‌ها بار عاملی بالاتر از 40/0 داشته لذا در این مرحله هیچ یک از گویه‌ها حذف نگردید و نسخه نهایی با 14 گویه مورد تأیید قرار گرفت. در فرم نهایی مقیاس سؤالات 2، 7، 8، 13 و 14 مربوط به عامل اول (تعاملات اجتماعی)، سؤالات 5، 6، 11 و 12 مربوط به عامل دوم (تجربیات حسی)، سؤالات 1، 3 و 9 مربوط به عامل سوم (تفریح و سرگرمی)و سؤالات 4 و 10 مربوط به عامل 4 (آشامیدن و خوراک) بوده‌اند. علاوه‌براین جهت تائید تحلیل عاملی از نمودار اسکری (شن‌ریزه) استفاده شد. در نمودار 1 مشخص گردید که صرفاً 4 عامل ارزش ویژه بالاتر از یک دارند و مابقی پایین‌تر از یک می‌باشند. به‌ طوری که ارزش ویژه خرده مقیاس تجربیات حسی برابر با (29/3)، تعاملات اجتماعی (45/2)، خوراک و آشامیدن (04/2) و تفریح و سرگرمی برابر (88/1) بوده است، که نشان می‌دهد چهار عامل مذکور، پرسش‌نامه فقدان لذت‌جویی را اشباع نموده است.

AWT IMAGE

نمودار 1- اسکری (شن ریزه)

به منظور بررسی تحلیل مواد پرسش‌نامه‌، همبستگی بین نمرات آزمودنی‌ها در هر گویه و نمره آن‌ها در کل مقیاس فقدان لذتجویی محاسبه گردید. در این راستا همچنین همبستگی بین نمرات آزمودنی‌ها در هر خرده مقیاس و نمره آن‌ها در کل مقیاس فقدان لذتجویی برآورد گردید. نتایج تحلیل مواد مقیاس و همبستگی خرده مقیاس ها با نمره کل در جدول 2 ارایه شده است.

جدول 2- تحلیل مواد و همبستگی خرده مقیاس‌ها با نمره کل مقیاس فقدان لذتجویی

شماره گویه

ضریب همبستگی با نمره کل

سطح معناداری

1

44/0

001/0

2

63/0

001/0

3

66/0

001/0

4

57/0

001/0

5

54/0

001/0

6

72/0

001/0

7

68/0

001/0

8

58/0

001/0

9

40/0

001/0

10

64/0

001/0

11

63/0

001/0

12

77/0

001/0

13

65/0

001/0

14

53/0

001/0

آشامیدن و خوراک

تعاملات اجتماعی

تجربیات حسی

تفریح و سرگرمی

72/0

82/0

89/0

68/0

001/0

001/0

001/0

001/0

نتایج جدول 2 نشان می‌دهد که ضرایب همبستگی گویه‌ها با نمره کل بین 40/0 تا77/0 متغیر بود. لذا در این مرحله هیچ یک از گویه‌ها حذف نشد. علاوه بر این با توجه به نتایج بدست آمده نمودار1 که مبین حضور چهار خرده مقیاس بوده‌است، در انتهای جدول 2، ضرایب همبستگی چهارخرده مقیاس با نمره کل (بین 68/0تا 89/0) ذکر شد، که همه ضرایب در سطح 001/0 معنی‌دار بوده است.

پایایی مقیاس: به منظور مطالعه پایایی مقیاس، از روش‌های همسانی درونی و پایایی تنصیفی استفاده شد. نتایج این تحلیل در جدول 3 ارایه شده است.

جدول 3- ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی تنصیفی مقیاس فقدان لذتجویی

شاخص پایایی

مقیاس

ضریب آلفای کرونباخ

ضریب پایایی تنصیفی

سطح معنی‌داری

آشامیدن و خوراک

54/0

-

001/0

تعاملات اجتماعی

تجربیات حسی

70/0

79/0

-

001/0

001/0

سرگرمی و تفریح

50/0

-

001/0

کل مقیاس فقدان لذتجویی

86/0

86/0

001/0

نتایج جدول 3 نشان می دهد که ضرایب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس، خرده مقیاس آشامیدن و خوراک 54/0، تعاملات اجتماعی70/0،  تجربیات حسی 79/0،  سرگرمی و تفریح50/0 همچنین ضریب پایایی تنصیفی مقیاس فقدان لذتجویی. نیز 86/0 برآورد گردید.

بحث

نتایج حاصل از تحلیل عوامل مقیاس در بین دانشجویان دانشگاه اصفهان نیز همانند نسخه اصلی مقیاس، چهار عامل بزرگ‌تر از یک با عنوان مقیاس آشامیدن و خوراک، تعاملات اجتماعی، تجربیات حسی، سرگرمی و تفریح را نشان داد که با نتایج تحقیق سایر محققین  که در تحلیل عوامل پرسش‌نامه چهار عامل را گزارش نموده‌اند، همخوان بود [28، 15]. در خرده مقیاس آشامیدن و خوراک از لذت‌هایی از قبیل خوردن غذاهای مورد علاقه و نیز نوشیدن چای و قهوه یاد شده است. در خرده مقیاس تعاملات اجتماعی از موضوعاتی همچون بودن با خانواده و دوستان نزدیک، لذت ازدیدن چهره خندان دیگران، کمک کردن به دیگران به عنوان لذت یاد شده است. همچنین، در خرده مقیاس تجربیات حسی، بوییدن گل‌ها، نسیم دریا و یا نان تازه، حمام آب گرم و غیره از نمونه لذت‌های حسی بوده‌اند. و در نهایت خرده مقیاس سرگرمی و تفریح نیز استفاده از برنامه‌های رادیو و تلویزیون، مطالعه کتاب و مجله و سرگرمی‌های مورد علاقه را از مصادیق لذت بر شمرده است. در تبیین این یافته‌ها می‌توان به دو موضوع اشاره نمود: موضوع اول به نیرومند بودن آماری مقیاس فقدان لذتجویی مربوط می‌گردد. بر این اساس، تحقیقات انجام شده به منظور روایی و پایایی این مقیاس گویای آن است که علی‌رغم بررسی ویژگی‌های روانسنجی مقیاس نزدیک به بیست سال از ابداع آن توسط Snaith–Hamilton(1995) هیچ‌یک از گویه‌های مقیاس و خرده مقیاس‌ها با بررسی‌های تحلیل عاملی حذف نگردیده است.

علاوه‌براین، نتایج حاصل از بررسی پایایی مقیاس فقدان لذتجویی در دانشجویان دانشگاه اصفهان، در حد مطلوب برآورد شد و با نتایج حاصل از بررسی پایایی این مقیاس در سایر کشورها همخوان بود. برای مثال در پژوهش حاضر پایایی مقیاس با استفاده از ضریب آلفای­کرونباخ برای کل مقیاس و خرده مقیاس‌ها بین 59/0 تا 86/0 به دست آمد و این یافته با با یافته Santangelo [23] که ضریب آلفای کرونباخ 71/0 را گزارش کرد و پژوهش‌های Ingmar [5] و همکاران که ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس را 91/0، گزارش نمود، همخوان است. علاوه بر این، در پژوهش حاضر ضرایب همبستگی گویه‌ها با نمره کل در تمام موارد معنی‌دار و بین 40/0 تا77/0 متغیر بود و این در حالیست که در پژوهش‌ Ingmar و همکاران ضریب همبستگی سؤالات 62/0 (از 49/0 تا 68/0) گزارش شده که این نشان همخوانی نسبی و ثبات داخلی مناسب این مقیاس دارد [7].

موضوع دوم به فرهنگ وابسته نبودن مقیاس فقدان لذتجویی مربوط می‌گردد. در این راستا نتایج پژوهش‌های انجام شده مؤید آنست که متغیرهایی مانند فرهنگ، جنس و سن کمترین تأثیر را در مقیاس دارند [5]. در تبیین این یافته می‌توان به این نکته اشاره نمود که حوزه‌های مورد بررسی و سؤال لذت‌جویی (و فقدان آن) در پرسش‌نامه حاضر، اعم از تفریحات و سرگرمی، تعاملات اجتماعی، تجربیات حسی و خوراک و آشامیدن همه از انواع لذت‌های رایج و مشترک در انسان‌هاست و تفاوت‌های فرهنگی در این بین بی اثر هستند. همچنین در زمینه جنسیت و سنین مختلف نیز همین استدلال شامل حال می‌شود.

از جمله پیشنهادهای پژوهش حاضر بررسی ساختار عاملی و تعیین ویژگی های روانسنجی مقیاس بر روی گروه‌های بالینی از جمله افراد مبتلا به افسردگی، اختلالات اضطرابی و اقدام کنندگان به خودکشی می‌باشد. همچنین انجام پژوهش های بیشتر به منظور فراهم‌سازی رتبه‌های درصدی، نمرات استاندارد، نقاط برش، حساسیت و ویژگی مقیاس از دیگر پیشنهادهای پژوهشی، مطالعه حاضر است.

از سوی دیگر با عطف نظر به نتایج پژوهش‌ها کاهش ظرفیت تجربه لذت، که در مبتلایان به افسردگی، اسکیزوفرنیا، سوء مصرف مواد و رفتارهای ناسالم و سایر اختلالات ذکر شده در پژوهش حاضر، پیشنهاد می‌شود روانشناسان بالینی و روانپزشکان، با سنجش میزان فقدان لذت بیماران روانی مزمن و اقدام برای افزایش زمینه‌های کسب لذت و درمان ریشه‌ایی اختلال، زمینه‌های لازم برای بهبود سریع‌تر بیماری آن‌ها را مهیا نمایند.

همان‌طور که پیشتر اشاره شد، در پژوهش حاضر صرفاً از گروه نمونه دانشجویی استفاده شد لذا در تعمیم نتایج این پژوهش به سایر گروه‌ها باید جانب احتیاط را رعایت نمود. علاوه براین، نتایج این پژوهش همانند سایر پژوهش‌های پرسش‌نامه‌ای، محدودیت‌هایی نظیر تمایل پرسشگران به مطلوبیت اجتماعی و دشوار بودن دستیابی به پاسخ‌های صادقانه را به همراه دارد. عدم استفاده از روش نمونه‌گیری سهمیه‌ای و عدم بررسی تفاوت‌های فردی دانشجویان در عملکرد در این مقیاس به عنوان یکی از محدودیت‌های پژوهش حاضر می‌باشد.

نتیجه‌گیری

در مجموع، نتایج حاصل از این پژوهش مؤید آن است که نسخه ایرانی مقیاس فقدان لذتجویی (فرم 14 سؤالی)، از روایی و پایایی مطلوبی جهت استفاده در دانشجویان دانشگاه اصفهان برخوردار می‌باشد.

تشکر و قدردانی

از تمام دانشجویانی که با سعه صبر و اعتماد، ما را در تکمیل پرسش‌نامه یاری رساندند، تشکر و قدردانی می‌نماییم.

References

  1.  Franken HA, Rassin E, Muris P. The assessment of anhedonia in clinical and non-clinica populations: further validation of  the Snaith–Hamilton Pleasure Scale (SHAPS). J Affect Disord 2007; 1(99): 83-9.
  2.  American Psychiatric Association. Diagnostic and  Statistical Manual of  Mental Disorders: Text Revision. Washington: Published in Author. 2000; pp: 65-70.
  3.  Allen NB, Trinder J, Brennan C. Affective startle  modulation in clinical  depression: preliminary  findings. J Biological Psychiatry 1999; 2(46): 542-50 .
  4.  Ribot T. La psychologie des sentiments [The psychology of feelings]. Paris: Published in Felix. 1896; pp: 124-51.
  5.  Ingmar  HA, Franken  ER, Muris P. The assessment of anhedonia in clinical and non-clinical  populations: Further validation of the Snaith–Hamilton  Pleasure  Scale (SHAPS). J Affective Disorders 2007; 2(29): 83-9.
  6.  Berenbaum  H, Raghavan C, Le HN, Vernon LL, Gomez JJ .A taxonomy of emotional disturbances. J Clinical Psycholoy Scince Pract  2003; 5(10): 206-26 .
  7.  Fanning JR, Berman ME, Guillot C R. Social anhedonia and aggressive behavior. J Personality and Individual Differences 2012; 4(53): 868-73.
  8.  Keranen A M, Rasinaho E, Hakko H, Savolainen M, Lindeman S. Eating behavior in obese and overweight persons with and without  anhedonia. J Appetite 2010; 6(55): 726-29.
  9.  Zhornitsky S, Rizkallah l, Pampoulova T, Chiasson  JP, Lipp O, Stip E, et al. Sensation-seeking, social  anhedonia, andimpulsivity in substance use disorder patients with and without schizophrenia an dinnon-abusing schizophrenia patients. J Psychiatr Res 2012. [ in press].
  10. Velthorst E, Meijer C. The association between social anhedonia, with drawal and psychotic experiences in general and high-risk populations. J Schizophrenia Res 2012; 4(138): 290-94.
  11.  Nefs G, Pouwer F, Denollet J, Kramer H, Wijnands C, Gent E. Suboptimal glycemic control in type 2 diabetes: A key role for anhedonia? .J Psychiatr Res 2012; 1(46): 549-54.
  12.  Berlin I, Givry-Steiner L, Lecrubier Y, Puech AJ. Measures of anhedonia and hedonic responses to sucrose in depressive and schizophrenic patients in comparison with healthy subjects. J Euro Psychiatr 1998; 2(13): 303-9.
  13. Harvey PO, Bodnar M, Sergerie K, Armony J, Lepage M. Relation between emotional face memory and social anhedonia in schizophrenia. J Psychiatr Neurosci 2009; 34(2): 102-10.
  14.  Leak GK. An examination of the construct validity of the social anhedonia scale. J Pers Assess 1991; 4(56): 84-95.
  15.  Chapman LJ, Chapman JP. The Revised Physical Anhedonia Scale. Madison :University of Wisconsin Publication 1982; pp: 32-44.
  16. Fawcett J, Clark DC, Scheftner WA, Gibbons RD. Assessing anhedonia in psychiatric  patients. J Psychiatr 1983; 6(40): 79-84.
  17.  Snaith RP, Hamilton M, Morley S, Humayan A, Hargreaves D, Trigwell P. A scale for the assessment of hedonic tone the Snaith–Hamilton Pleasure Scale. Br J Psychiatr 1995; 2(167): 99-103.
  18. Lemke MR, Brecht HM, Koester J, Reichmann H. Effects of the dopamine agonist pramipexole on depression, anhedonia and motor functioning in Parkinson’s disease. J Neurol Sci 2006; 248: 266-70.
  19.  Witt K, Daniels C, Herzog J, Lorenz D, Volkmann J, Reiff J, et al. Differential effects of l-dopa and subthalamic stimulation on depressive symptoms and hedonic tone in Parkinson’s disease. J Neuropsychiatry Clin Neurosci 2006;18: 397-401.
  20. Leentjens AG, Dujardin K, Marsh L, Martinez-Martin P, Richard IH, Starkstein SE, et al. Apathy and anhedonia rating scales in Parkinson’s disease: critique and recommendations. J Mov Disord 2008; 23: 2004-14.
  21.  Lemke MR, Brecht HM, Koester J, Kraus PH, Reichmann H. Anhedonia, depression, and motor functioning in Parkinson’s disease during treatment with  pramipexole. J Neuropsychiatry Clin Neurosci 2005; 17: 214-20.
  22.  Santangelo G, Morgante L, Savica R, Marconi R, Grasso L, Antonini A, et al. Anhedonia and cognitive impairment in Parkinson’s disease: Italian validation of the Snaith–Hamilton Pleasure Scale and Its application in the clinical routine practice during the PRIAMO study. J Parkinsonism Relat Disord 2009; 15: 576–81.
  23. Santangelo G, Vitale C, Trojano L, Longo K, Cozzolino A, Grossi D, et al. Relationship between depression and cognitive dysfunctions in Parkinson’s disease without dementia. J Neurol 2009; 256: 632-38.
  24. Miuraa S, Kidab H, Nakajimac J, Nodaa K, Nagasatob K, Ayabea  M, Aizawaa  H, Hauserd M, Taniwakia T. Anhedonia in Japanesepatients with  Parkinson’s disease: Analysis using the 28 Snaith–Hamilton Pleasure Scale J Clin Neurol Neurosurgery 2012; 114: 352-5.
  25.  Gooding DC, Davidson RJ, Putnam KM, Tallent, KA. Normative emotion-modulated startle response in individuals at risk for schizophrenia spectrum disorders. J Schizophr Res 2002; 57: 109-20.
  26.  Dubal S, Pierson A, Jouvent, R. Focussed attention in anhedonia: a P3 study. J Psychophysiol 2000; 37: 711-4.
  27. Franken IH A, Muris P. Gray's impulsivity dimension: a distinction between Reward Sensitivity versus Rash Impulsiveness. J Pers Individ Differ 2006; 40; 1337-47.
  28.  Adam ML, Gregory SC, Evelina T, Miller EK, Pettit JW. Measuring Hedonic Capacity in Depression: A Psychometric Analysis of Three Anhedonia Scales. J Clinical Psychology 2006; 62(12): 1545-58.
  29.  Delavar A. Reaserch method in Psychology and Education. Tehran: Roshd pub 2000; pp: 65-71. [Farsi].
  30. Saraee H. Introduction on sampling in research. Tehran: Samt publish. 1997; pp: 34-7. [Farsi].

The Investigation of Validity and Reliability of Snaith–Hamilton Anhedonia Scale (Shaps) in the Students of Isfahan University

S.H. Siadatian[3], A.A. Ghamarani[4]

Received: 21/8/2012        Sent for Revision: 27/10/2012      Received Revised Manuscript: 22/01/2013     Accepted: 26/02/2013

Background and Objective: Anhedonia is one of the most important and prevalent problems in depression and schizophrenia. Thus the aim of this study was the investigation  of the validity and reliability of Snaith–Hamilton  Anhedonia  Scale.

Material and Methods:The present research is of survey type, with the aim of Validation. The participants of the study were 209 (65 males, 144 females) students of university of Isfahan who were randomly selected. Content validity , item–total correlation, subtest-total correlation, and factor analysis were used to investigate the validity of Anhedonia Scale. Alfa cronbach split- half coefficient was used to investigate the reliability of the scale.

Resuls: The average age of the participants was 20 and standard deviation of the sample was 1.16. The sample consisted of 68.9% females and 31.1% males. The factor analysis of the scale demostrated four general factors food/drink, social interaction, interests/past times and sensory experience. These four factos specified 69.09% out of total variance of questions. Item – total correlation were meaningful in all cases and vary from 0.40 to 0.77. Subtest –total correlation were calculated at 0.72 for food/drink, 0.82 for social interaction, 0.89 for sensory experience and 0.68 for interest/past times (p<0.001). Additionally, the reliability of the scale was obtained in item – total and substans from 59% to 86% using Alfa cronbach. The split-half cofficient of the scale was obtained at 89%.

Conclusion: The results showed that Anhedonia Scale enjoys psychometric satiafaction properties for the used past time in the students of University of Isfahan.

Key words: Snaith-Hamilton, Anhedonia, Validity, Reliability, University of Isfahan, Students.

Funding: This study did not have any funds.

Ethical approval: The Ethics Comittee of University of Isfahan approved the study.

Conflict of Interest: None declared.

How to cite this article: Siadatia SH, Ghamarani AA. The Investigation of Validity and Reliability of Snaith–Hamilton Anhedonia Scale (Shaps) in the Students of University of Isfahan. J Rafsanjan Univ Med Sci 2014; 12(10): 807-818. [Farsi]

 

[1]- (نویسنده مسئول) دانشجوی کارشناس ارشد گروه آموزشی روانشناسی کودکان با نیازهای خاص، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه اصفهان، ایران

تلفن: 7932566-0311، دورنگار: 6683107-0311، پست الکترونیکی: h.siadatian@gmial.com

[2]- استادیار گروه آموزشی روانشناسی کودکان با نیازهای خاص، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه اصفهان، ایران

[3]- MA. in Psychology, Dept. of Psychology Children with Special Needs, Isfahan University, Isfahan, Iran

    (Corresponding Author) Tel: (0311) 7932566, Fax: (0311) 6683107, E- mail: h.siadatian@gmail.com

[4]- Assistant Prof., Dept. of Psychology Children with Special Needs, Isfahan University, Isfahan, Iran

نوع مطالعه: توصيفي | موضوع مقاله: روانپزشكي
دریافت: ۱۳۹۲/۱۰/۱۴ | پذیرش: ۱۳۹۲/۱۰/۱۴ | انتشار: ۱۳۹۲/۱۰/۱۴

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
کد امنیتی را در کادر بنویسید

ارسال پیام به نویسنده مسئول


کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2015 All Rights Reserved | Journal of Rafsanjan University of Medical Sciences

Designed & Developed by : Yektaweb