جلد 21، شماره 12 - ( 12-1401 )
جلد 21 شماره 12 صفحات 1248-1229 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.IUMS.REC.1398.1095
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Lotfi M, Sharifi Fard S A, Amini M, Zolgharnein M. Investigating the Psychometric Properties of the Persian Version of the Mentalized Affectivity Scale in Students: A Descriptive Study. JRUMS 2023; 21 (12) :1229-1248
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6665-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6665-fa.html
لطفی مژگان، شریفی فرد سید علی، امینی مهدی، ذوالقرنین مریم. بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان:
یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1401; 21 (12) :1229-1248
دانشگاه علوم پزشکی ایران
متن کامل [PDF 388 kb]
(670 دریافت)
| چکیده (HTML) (947 مشاهده)
References
Investigating the Psychometric Properties of the Persian Version of the Mentalized Affectivity Scale in Students: A Descriptive Study
Mozhgan Lotfi[5], Sayed Ali Sharifi Fard[6], Mahdi Amini[7], Maryam Zolgharnein[8]
Received: 20/09/22 Sent for Revision: 29/10/22 Received Revised Manuscript: 28/02/23 Accepted: 01/03/23
Background and Objectives: Mental affectivity is a new perspective on emotion regulation. This view has introduced a new aspect in emotional regulation. The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Persian version of the Mentalized Affectivity Scale in university students.
Materials and Methods: The research method is cross-sectional and factor analysis. Its statistical population was all the students of public universities in Tehran City who were selected in a random multi-stage cluster method (academic year 2020-2021). The sample size included 500 participants, out of which 492 people were included in the analysis. Following tools were used in this study: Emotion Regulation Questionnaire (ERQ), Emotion Regulation Skills Questionnaire (ERSQ), Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS), Affective Style Questionnaire (ASQ), Symptom Checklist-25 (SCL), and the Mentalized Affectivity Scale (MAS). In order to analyze the data, confirmatory and exploratory factor analysis, as well as Cronbach's alpha reliability and criterion validity methods were used.
Results: The results showed that this scale has desirable psychometric properties. Exploratory and confirmatory factor analysis confirmed the three-component model of this scale. Cronbach's alpha coefficient was 0.91 for the whole scale, and 0.91, 0.85, and 0.64 for the three components of identification, processing, and expression, respectively.
Conclusion: Considering the desirable psychometric properties of the Mentalized Affectivity Scale, this scale can be used by researchers in psychological studies, focusing on the student community. It seems necessary to observe caution in using these instruments for other statistical communities.
Key words: Emotion regulation, Mentalized affectivity, Psychometric properties
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: This study is approved by the Ethics Committee of Iran University of Medical Sciences (IR.IUMS.REC.1398.1095).
How to cite this article: Lotfi Mozhgan, Sharifi Fard Sayed Ali, Amini Mahdi, Zolgharnein Maryam. Investigating the Psychometric Properties of the Persian Version of the Mentalized Affectivity Scale in Students: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2023; 21 (12): 1229-48. [Farsi]
متن کامل: (1202 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 21، اسفند 1401، 1248-1229
بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان:
یک مطالعه توصیفی
مژگان لطفی[1]، سید علی شریفی فرد[2]، مهدی امینی[3]، مریم ذوالقرنین[4]
دریافت مقاله: 29/05/1401 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 07/08/1401 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 09/12/1401 پذیرش مقاله: 10/12/1401
چکیده
زمینه و هدف: عاطفهپذیری ذهنی یک دیدگاه نوین در زمینه تنظیم هیجانی است. این دیدگاه جنبه جدیدی را در حوزه تنظیم هیجانی وارد نموده است. هدف این مطالعه بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان بود.
مواد و روش: روش پژوهش از نوع مطالعات توصیفی و تحلیل عاملی است. جامعه آماری آن، تمامی دانشجویان دانشگاههای دولتی شهر تهران بودند که به روش نمونهگیری تصادفی خوشهای چند مرحلهای انتخاب گردیدند (سال تحصیلی 1400-1399). حجم نمونه شامل 500 شرکت کننده بود که 492 نفر وارد تحلیل شدند. ابزارهای مورد استفاده در این مطالعه نیز پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion regulation questionnaire; ERQ)، پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان (Emotion regulation skills questionnaire; ERSQ)، مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان (Difficulties in emotion regulation scale; DERS-16)، پرسشنامه سبک عاطفی (Affective style questionnaire; ASQ)، فهرست علائم (Symptom checklist; SCL-25) و مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized affectivity scale; MAS) بود. جهت تجزیه و تحلیل دادهها از روش تحلیل عامل تأییدی و اکتشافی، همچنین روش پایایی آلفای کرونباخ و روایی ملاک استفاده شد.
یافتهها: یافتهها نشان داد که این مقیاس از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. بررسی تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی، الگوی سه مؤلفهای این مقیاس را تأیید کرد. همچنین، ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 91/0 و برای سه مؤلفه شناسایی، پردازش و ابرازگری به ترتیب 91/0، 85/0، و 64/0 به دست آمد.
نتیجهگیری: با توجه به ویژگیهای مطلوب روانسنجی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، این مقیاس میتواند در مطالعات روانشناختی، با تمرکز بر جامعه دانشجویی مورد استفاده پژوهشگران قرار بگیرد. در کاربرد این ابزار برای جوامع آماری دیگر، رعایت احتیاط ضروری به نظر میرسد.
واژه‌های کلیدی: تنظیم هیجان، عاطفهپذیری ذهنی، ویژگیهای روانسنجی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 21، اسفند 1401، 1248-1229
بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان:
یک مطالعه توصیفی
مژگان لطفی[1]، سید علی شریفی فرد[2]، مهدی امینی[3]، مریم ذوالقرنین[4]
دریافت مقاله: 29/05/1401 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 07/08/1401 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 09/12/1401 پذیرش مقاله: 10/12/1401
چکیده
زمینه و هدف: عاطفهپذیری ذهنی یک دیدگاه نوین در زمینه تنظیم هیجانی است. این دیدگاه جنبه جدیدی را در حوزه تنظیم هیجانی وارد نموده است. هدف این مطالعه بررسی ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان بود.
مواد و روش: روش پژوهش از نوع مطالعات توصیفی و تحلیل عاملی است. جامعه آماری آن، تمامی دانشجویان دانشگاههای دولتی شهر تهران بودند که به روش نمونهگیری تصادفی خوشهای چند مرحلهای انتخاب گردیدند (سال تحصیلی 1400-1399). حجم نمونه شامل 500 شرکت کننده بود که 492 نفر وارد تحلیل شدند. ابزارهای مورد استفاده در این مطالعه نیز پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion regulation questionnaire; ERQ)، پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان (Emotion regulation skills questionnaire; ERSQ)، مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان (Difficulties in emotion regulation scale; DERS-16)، پرسشنامه سبک عاطفی (Affective style questionnaire; ASQ)، فهرست علائم (Symptom checklist; SCL-25) و مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized affectivity scale; MAS) بود. جهت تجزیه و تحلیل دادهها از روش تحلیل عامل تأییدی و اکتشافی، همچنین روش پایایی آلفای کرونباخ و روایی ملاک استفاده شد.
یافتهها: یافتهها نشان داد که این مقیاس از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. بررسی تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی، الگوی سه مؤلفهای این مقیاس را تأیید کرد. همچنین، ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 91/0 و برای سه مؤلفه شناسایی، پردازش و ابرازگری به ترتیب 91/0، 85/0، و 64/0 به دست آمد.
نتیجهگیری: با توجه به ویژگیهای مطلوب روانسنجی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، این مقیاس میتواند در مطالعات روانشناختی، با تمرکز بر جامعه دانشجویی مورد استفاده پژوهشگران قرار بگیرد. در کاربرد این ابزار برای جوامع آماری دیگر، رعایت احتیاط ضروری به نظر میرسد.
واژه‌های کلیدی: تنظیم هیجان، عاطفهپذیری ذهنی، ویژگیهای روانسنجی
مقدمه
در اوایل دوره تحولی، هیجانها زندگی خودشان را دارند اما هنگامی که شناخت ها تحول می‌یابند، افراد راهبردهایی را برای مدیریت هیجانهایشان تدبیر کرده و تلاش میکنند تا این راهبردها را در سراسر دوره بزرگسالی به کار گیرند [2-1]. تنظیم هیجان یکی از حوزه‌های روانشناسی است که به سرعت در حال رشد است [3] و در این زمینه چندین تئوری، به کمک درک ما از فرآیندهای تنظیمی، تحول یافته‌اند، این فرایندهای تنظیمی در زمان رویارویی با هیجانها به کار گرفته میشوند [5-4]. الگوهای تنظیم هیجانی، از ابعادی مانند تخمین ذهنیسازی (نظریه ذهن) و توانایی ترسیم بافتهای پیشین و حال، در جهت درک و مدیریت هیجانها، چشمپوشی میکنند. این در صورتی است که که هر دوی آنها - ذهنیسازی، و بافتهای پیشین و حال - برای درک و تنظیم هیجانها بسیار مهم و حیاتی هستند [6]. تنظیم هیجانی یک واژه در حال گسترش است که فرآیندهای آشکار و ناآشکار شامل بازبینی، ارزیابی، دگرگونسازی و تلفیقسازی هیجانها را توصیف میکند [8-7]. همچنین، ذهنیسازی توانایی شناختی و عاطفی است که منجر به درک اندیشهها و احساسات خودمان و دیگران می‌گردد [10-9].
از سوی دیگر، «تنظیم هیجانی» و «ذهنیسازی» برای چگونگی درک، تجربه و پاسخ افراد به هیجانهایشان ضروری است. در واقع، فرآیند تنظیم هیجان، شامل آگاهی، درک، و شناسایی اندیشهها و احساسات فرد (به معنای ذهنیسازی)، قبل از، در طول، و بعد از تصحیح و تلفیق هیجانها اتفاق می‌افتد [11]. Jurist در زمینه تنظیم هیجانی یک دیدگاه نوین را مطرح می‌سازد که نظریه عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized Affectivity Scale; MAS) نامیده میشود. این دیدگاه، ذهنیسازی را بخشی از فرآیند تنظیمی به حساب میآورد و روی این مطلب پافشاری میکند که تنظیم یک هیجان به شیوه هیجانی (مدیریت، دگرگونسازی و تغییرسازی)، ظرفیتی را برای ذهنیسازی فراهم میآورد، مطلب بعد اینکه هیجانها تنها در یک فرآیند تنظیمی سازگار نمیشوند، بلکه آنها در معنا، باز ارزیابی میگردند [12 ،6]، بنابراین این جنبه پیچیده از تنظیم هیجانی، یعنی ذهنیسازی درباره‌ی عواملی که ممکن است هیجانها را تحت تأثیر قرار دهد مانند تجربههای دوران کودکی (نظریه روانتحلیلگری) و یا بافتها و موقعیتهای شخصی، ظرفیتی را برای بازتابانیدن اندیشهها و احساسات شخصی ایجاد میکند. این فرآیند به تدریج، موجب شکلگیری درک شخصی درباره هیجانها و شیوه‌ای از پیشبینی آینده می‌گردد [13-12].
در این زمینه، Jurist در نظریه هیجانپذیری ذهنی، سه جنبه شاخص را مطرح می‌سازد که هر کدام بخشی از فرآیند متحدالمرکز تنظیم هیجانی هستند. جنبه اول شناسایی (Identifying) هیجانها است که اساسی‌ترین و ابتدایی‌ترین شکل آن شامل برچسب‌زنی هیجانها، و در حالت پیچیده‌تری شامل دریافت هیجانها در بافت تاریخچه شخصی و کشف معنای هیجانها میباشد. جنبه دوم، که به دنبال شناسایی هیجانها میآید، پردازش (Processing) هیجانها است. پردازش شامل تلفیق و تنظیم هیجانی، و همچنین تغییر هیجان به برخی شیوه‌ها، مانند استمرار یک هیجان مشخص است. در نهایت جنبه سوم فرآیند، که به دنبال پردازش میآید، بیان یا ابرازگری (Expressing) هیجانها است. بیان یا ابراز شامل طیف اندیشه‌های فردی ارتباطی و بروز هیجانها است [12].
از سوی دیگر، تاریخچه شخصی پیشین، هر جنبهای از تجربه هیجانی، از شناسایی و پردازش تا بیان را تحت تأثیر قرار میدهد. به علاوه، این مؤلفهها با احساس عاملیت شخصی نسبت به هیجانها، به ویژه شناسایی، گره خورده‌اند [13]. بنابراین اگر بخواهیم فرآیندی از نظریه هیجانپذیری ذهنی را ترسیم کنیم، این فرآیند با پایه‌های زیستشناختی (برای مثال، ژنتیک و صفات غیراکتسابی)، شروع میشود. سپس، به دنبال پایه‌های زیستشناختی، تحول کودکی است [12]. به طور ویژه، در سیر تحول کودکی، شکلگیری دلبستگی، تحول «نظریه ذهن» و ذهنیسازی [14]، و تحول طرح واره های شناختی و عاطفی [15] وجود دارد، و در نهایت پس از پایه‌های زیستشناختی و تحول کودکی، سه جنبه مشخص از هیجانپذیری ذهنی نمود می‌یابد: شناسایی، پردازش، و بیان (ابرازگری). بیان یا ابرازگری هیجانها منجر به تعاملهای بین فردی با محیط و دیگران میشود که در نهایت پسخوراند از سوی دیگران و تجربهی رخدادها و موقعیتهای جدید را فراهم می‌سازد. این پسخوارندها و اثر تقابلی با محیط، با طرحوارههای پیشین که در هیجانپذیری ذهنی تأثیر می‌گذارند، یکپارچه میگردند [12].
در این زمینه، برای اندازهگیری تنظیم هیجانی چندین ابزار وجود دارد که تا کنون مورد استفاده واقع شدهاند، این ابزارها با نظریه عاطفهپذیری ذهنی به شیوههای مختلف همگرا و واگرا می‌باشند که از جمله آنها میتوان به مقیاس دشواری در تنظیم هیجانی (Difficulties in Emotion Regulation Scale) [16]، پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion Regulation Questionnaire) [17]، پرسشنامه سبک عاطفی (Affective Style Questionnaire) [18]، مقیاس ابراز انعطاف‌پذیر تنظیم هیجانی (Regulation of Emotional Expression Scale [19]، تنظیم هیجانی خود و دیگران (Emotional Regulation of Others and Self [20]، پرسشنامه تنظیم شناختی هیجان (Cognitive Emotion Regulation Questionnaire) [21]، سیاهه مقابله (Cope Inventory) [22]، پرسشنامه سبکهای مقابلهای (Coping Styles Questionnaire) [23]، پرسشنامه عملکرد انعکاسی (Reflective Functioning Questionnaire) [24]، مقیاس آلکسی تایمی تورنتو (Toronto Alexithymia Scale) [25]، و سیاهه نشخوار (Rumination Inventory) [26]، اشاره کرد. این ابزارهای تنظیم هیجانی، شامل جنبههایی از نظریه عاطفهپذیری ذهنی می باشند اما نه هر سه مؤلفه، و همچنین آنها جنبههایی از درک پیشین و بافتهای کنونی که تنظیم هیجانی را شکل میدهند را به تصویر نمیکشند.
بنابراین در این زمینه، Greenberg و همکاران [27]، مطالعه جدیدی با نمونه بزرگ 840,2 انجام دادند که شامل هر سه مؤلفه عاطفهپذیری ذهنی (یعنی شناسایی، پردازش و ابرازگری) بود، و در نهایت آن را مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (MAS) نامیدند. همچنین آنها در این مقیاس، تمامی جنبههای نظریه عاطفهپذیری ذهنی را در نظر گرفتند. آنها مقیاسی را طراحی نمودند که تمامی ابزارهای قبلی را در خود ادغام کرده است. از این رو، در این ابزار، مؤلفههای فقدان آگاهی و وضوح هیجانی (DERS)، قطعیت و عدم قطعیت درباره حالتهای روانی (RFQ)، دشوای در توصیف و شناسایی احساسات (TAS)، نشخوارگری (CERG)، در مؤلفه شناسایی؛ مؤلفههای راهبردهای تنظیم هیجان (DERS)، باز-ارزیابی (ERQ)، و سازگاری (ASQ) در مؤلفه پردازش؛ و مؤلفههای فرونشانی (ERQ)، پنهانسازی (ASQ)، ارتقاء مثبت و منفی، و فرونشانی مثبت و منفی (FREE)، در مؤلفه ابرازگری یا بیان ادغام شده است.
ویژگیهای روانسنجی این مقیاس در مطالعات پیشین بررسی و مورد تأیید قرار گرفته است. همچنین ارتباط سه مؤلفه عاطفهپذیری ذهنی با تروما، تشخیصهای بالینی (شامل زیست‌عصب‌شناختی، خُلق و اختلالات شخصیت)، و تاریخچههای درمان روانشناختی به تصویر کشیده شده است [28، 13]. بنابراین، از سویی، با توجه به جامعیت و چندجانبهنگری این ابزار تنظیم هیجانی و جدید بودن آن، و از سوی دیگر، اهمیت تنظیم هیجانی در پیشگیری و درمانهای روانشناختی، به ویژه در دورههای تحولی نوجوانی و بزرگسالی اولیه، هدف مطالعه حاضر، تعیین ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان میباشد.
مواد و روش‌ها
این پژوهش از نوع مطالعات توصیفی و با هدف اعتباریابی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی انجام شد. جامعه آماری این پژوهش تمامی دانشجویان دانشگاههای دولتی شهر تهران در سال تحصیلی 1400-1399 می‌باشند. روش نمونهگیری تصادفی خوشهای چند مرحلهای بود، به این صورت که ابتدا فهرستی از تمامی دانشگاههای دولتی علوم پزشکی شهر تهران (5 دانشگاه) تهیه شد و از بین آنها، دو دانشگاه و سپس از هر دانشگاه، دو دانشکده، از هر دانشکده، دو گروه آموزشی و در نهایت از هر گروه آموزشی، چهار کلاس انتخاب شدند. تمامی مراحل به روش تصادفی از نوع قرعه‌کشی بود. حجم نمونه شامل 500 شرکتکننده بود. پس از حذف دادههای ناقص و پرت نیز، 492 شرکتکننده وارد تحلیل شدند. مبتنی بر Hooman [29] جهت انجام مطالعات تحلیل عاملی، تعداد نمونه 300 نفر خوب و 500 نفر خیلی خوب میباشد.
در اجرای پژوهش، مبنا بر این بود که پس از توضیح مختصری در مورد این طرح و اهداف آن برای شرکت کنندگان، در صورتی که دانشجویان حاضر به همکاری بودند، از آنها رضایت نامه کتبی گرفته شود و سپس آزمونها در اختیار آنها قرار گیرد. همچنین اجراکنندگان در تمام مراحل اجرا، در تعامل نزدیک با شرکت‌کنندگان بودند تا بتوانند به ابهام‌ها و اشکال‌های احتمالی پاسخ دهند و پس از اتمام کار، آزمونها را کنترل نمایند تا به تمام گویهها پاسخ داده شده باشد.
فرآیند ترجمه و انطباقسازی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی
در این مطالعه، اعتباریابی با استفاده از روشهای روانسنجی کلاسیک صورت گرفت. جهت ترجمه و آمادهسازی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، این مقیاس ابتدا به فارسی برگردانده شد، و برای این که مفاهیم و اصطلاحات سازندگان آزمون دقیقاً به فارسی ترجمه شود از یک فرد متخصص زبان انگلیسی و آشنا به مفاهیم روانشناسی خواسته شد که مجدداً نسخه فارسی را به انگلیسی بازترجمه کند. به این ترتیب ترجمه‌ها و بازترجمه‌ها با یک‌دیگر مقایسه شده و تفاوت‌ها برطرف شدند. در پایان نیز نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی تهیه شد. سپس این مقیاس بر روی 50 شرکت کننده (دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی ایران) به صورت آزمایشی اجرا شد و اشکالات پیش آمده برای کاربرد نهایی اصلاح و رفع گردید، سپس بعد از تدوین فرم نهایی مقیاس، نمونهگیری نهایی صورت گرفت. با این توضیح که پس از اخذ رضایتنامه کتبی از افراد و تکمیل دادههای دموگرافیک (شامل جنسیت، سن و مقطع تحصیلی)، شرکت کنندگان توسط ابزارهای پژوهش یعنی پرسشنامه تنظیم هیجان، پرسش نامه مهارتهای تنظیم هیجان، مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان، پرسش نامه سبک عاطفی، فهرست علائم (Symptom Checklist, SCL-25) و مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (MAS) مورد سنجش قرار گرفتند.
مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized Affectivity Scale (MAS)): این مقیاس توسط Greenberg و همکاران، مبتنی بر نظریه عاطفهپذیری ذهنی، تحول یافت [27]. این مقیاس دارای 60 گویه و سه مولفه شامل شناسایی، پردازش و ابرازگری هیجانات و احساسات است. همچنین، روی طیف لیکرت 7 درجهای نمره گذاری میشود (کاملاً مخالفم=1 تا کاملا موافقم=7). نمرات بالاتر نشاندهنده شناسایی، پردازش و ابرازگری پختهترو سالمتر هیجانات و احساسات است. Greenberg و همکاران، ویژگیهای روانسنجی این ابزار را مطلوب گزارش کردند (آلفای کرونباخ به ترتیب 93/0، 90/0 و 88/0) [27].
پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion Regulation Questionnaire (ERQ)): این پرسشنامه در سال 2003 توسط Gross و Johnتدوین شد. این پرسشنامه شامل 10 گویه است که دو راهبرد کلی تنظیم هیجان شامل ارزیابی مجدد و سرکوبی را اندازهگیری میکند. در این پرسشنامه، 6 سؤال به سنجش راهبرد ارزبایی مجدد و 4 سؤال به سنجش راهبرد سرکوبی می‌پردازد. هر سؤال شامل یک طیف لیکرت 7 درجهای است (1= کاملاً مخالفم تا 7= کاملاً موافقم). در این پرسشنامه نمره بالاتر فرد نشاندهنده تنظیم هیجانی بالاتر است. Gross روایی و پایایی این پرسشنامه را مطلوب گزارش کرده است. ضریب همسانی درونی 73/0 و ضریب باز آزمایی برای هر دو راهبرد 69/0 گزارش‌شده است[30]. آلفای کرونباخ نیز در این پژوهش برای ارزیابی مجدد و سرکوبی به ترتیب 70/0 و 71/0 و برای کل پرسشنامه 71/0 به دست آمد.
پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان (Emotion Regulation Skills Questionnaire (ERSQ)): این پرسشنامه توسط Berking و Znoj در سال 2008 تدوین شده است. این پرسشنامه یک ابزار خود گزارشیدهی 27 گویهای است که با استفاده از طیف لیکرت 5 درجهای نمرهگذاری میشود (0= همیشه تا 4= هرگز). نمره کل مقیاس بین صفر تا 180 متغیر است که نمره بالاتر نشاندهنده مهارتهای بالای تنظیم هیجانی است. ابعاد مورد اندازهگیری عبارتند از: آگاهی، وضوح، احساس، درک، خود حمایتی شفقتآمیز، بهبود، پذیرش، تحمل و آمادگی برای مواجهه. این پرسشنامه به مشخص کردن نقایص تنظیم هیجان در بیماران و سنجش مهارتهای آنها و همچنین توانایی مداخلات در افزایش این مهارت‌ها کمک میکند. شاخصهای روانسنجی این پرسشنامه مطلوب گزارش‌شده است. ضریب آلفای کرونباخ 90/0 و ضریب بازآزمایی در فاصله زمانی دو هفته 75/0 محاسبه شده است [31]. آلفای کرونباخ این پرسشنامه در پژوهش پیشرو نیز 92/0 و برای مؤلفههای توجه، ادراک درونی، وضوح، فهم، پذیرش، تاب‌آوری هیجانی، آمادگی برای مواجهه، خود حمایتگری و تعدیل احساسات به ترتیب 52/0 ، 64/0، 66/0، 62/0، 59/0، 66/0، 62/0، 52/0 و 68/0 به دست آمد.
مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان (The Brief Version of Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS-16)): این مقیاس توسط Bjureberg و همکاران در سال 2016 تدوین شده است. این مقیاس در واقع فرم کوتاه 36 گویهای مقیاس دشواری در تنظیم هیجان است که توسط Gratz و Roemer در سال 2004 با هدف سنجش سطح معمول کژتنظیمی هیجان فردی طراحی شده بود. این ابزار دارای شش مؤلفه شامل عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در انجام رفتار هدفمند، دشواری در کنترل تکانه، فقدان آگاهی هیجانی، دسترسی محدود به راهبردهای تنظیمی و عدم وضوع هیجانی میباشد. فرم کوتاه این مقیاس دارای 16 گویه است که از بین شش مؤلفه بیان شده و بر اساس دارا بودن بالاترین میزان همبستگی با نمره کل انتخاب شده است. همانند فرم بلند آن، نمرهگذاری این مقیاس نیز از طریق طیف لیکرت 5 درجهای است (1= تقریباً هرگز تا 5= تقریباً همیشه). نمره کل مقیاس بین 16 تا 80 متغیر است که نمرات بالاتر نشاندهنده دشواری‌های بیشتر در تنظیم هیجانی است.. شاخصهای روانسنجی این مقیاس مطلوب گزارش شده است. مقدار آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 92/0 به دست آمده و شاخص پایایی در بازآزمایی نیز 85/0 گزارش شده است [32]. آلفای کرونباخ مقیاس دشواری در تنظیم هیجان در پژوهش پیشرو نیز 90/0 و برای مؤلفههای عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در انجام رفتار هدفمند، دشواری در کنترل تکانه، فقدان آگاهی هیجانی، دسترسی محدود به راهبردهای تنظیمی و عدم وضوع هیجانی به ترتیب 82/0، 75/0، 76/0، 69/0، 82/0 و 69/0 به دست آمد.
پرسشنامه سبکهای عاطفی (Affective Style Questionnaire (ASQ)): این پرسشنامه یک ابزار 20 گویهای است که در سال 2010 توسط Hofman و Kashdan با هدف تهیه یک ابزار کوتاه برای سنجش تفاوت‌های فردی در تنظیم هیجان تدوین شده است. پاسخ به هر سؤال بر اساس طیف لیکرت 5 درجهای (5=کاملاً در مورد من درست است تا 1=اصلاً در مورد من درست نیست)، صورت می‌گیرد. نمره کل نیز بین 20 تا 100 متغیر است. همچنین این پرسشنامه دارای سه بُعد شامل: پنهانسازی (تمایل به سرکوبی و مخفیسازی هیجانات)، سازگاری (تمایل به کار کردن روی هیجانات و سازگاری با آنها)، و تحمل (پذیرش و تحمل هیجانات) میباشد. آلفای کرونباخ برای هر یک از این ابعاد به ترتیب 84/0، 82/0 و 62/0 محاسبه شده است. بررسی‌های ساختار عاملی نیز از وجود سه عامل بیان شده به خوبی حمایت میکند [33]. آلفای کرونباخ پرسشنامه سبکهای عاطفی در پژوهش پیشرو نیز 80/0 و برای مؤلفههای پنهانسازی، سازگاری و تحمل به ترتیب 70/0 ، 59/0 و 60/0 به دست آمد.
فهرست علائم (Symptom Checklist (SCL-25)): فهرست علائم (SCL-25) فرم کوتاه آزمون تجدیدنظر شده فهرست 90 گویهای است که یک ابزار خود گزارشدهی است. فرم اصلی این ابزار 9 بُعد مستقل شامل جسمانیسازی، وسواسی - جبری، حساسیت در روابط بین فردی، افسردگی، اضطراب، خصومت، فوبیا، افکار پارانوییدی و روان‌رنجوری را اندازهگیری میکند. بُعد نهم دربرگیرنده سایر علائم است. با توجه به گزارش‌های مختلف مبنی بر تک‌بعدی بودن 90-SCL و توصیه به استفاده از آن به عنوان یک ابزار برای سنجش آسیب روانی به جای یک ابزار چندبُعدی برای سنجش سندرم یا اختلالات متعدد، داودی و ایران نیز در سال 1380 فرم 25 گویهای این ابزار را در فرهنگ ایرانی اعتباریابی کردند. همچنین از هر 9 بُعد آزمون اصلی، به جز خصومت، ماده‌هایی در فرم کوتاه وجود دارد. سؤالات دارای دو گزینه بله یا خیر میباشد که نمره بالاتر نشان دهنده آسیب روانی بیشتر است. ضریب همسانی درونی برای کل ابزار 97/0. محاسبه شده است. ضریب همسانی در جمعیت مذکر 98/0 و در جمعیت مؤنث 97/0 به دست آمده است. ضریب بازآزمایی نیز در فاصله زمانی 5 هفته‌ای برای کل نمونه 78/0، در جمعیت مذکر 79/0 و در جمعیت مؤنث 77/0 محاسبه شده است [34]. آلفای کرونباخ این ابزار در پژوهش پیشرو نیز 93/0 محاسبه شد و برای مؤلفههای جسمانیسازی، وسواسی-جبری، حساسیت در روابط بین فردی، افسردگی، اضطراب، فوبیا و روانپریشی به ترتیب 84/0، 75/0، 65/0، 48/0، 70/0، 76/0 و 55/0 به دست آمد.
جهت تجزیه و تحلیل دادهها از آمار توصیفی شامل شاخصهای مرکزی و پراکندگی استفاده گردید. همچنین جهت بررسی روایی محتوایی از شاخصهای CVI-CVR و برای پایایی، از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد. روشهای جزییتر تحلیلی نیز شامل: ضریب همبستگی پیرسون، تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل معادلات ساختاری برای همبستگی درونی متغیرها بود. تحلیل دادهها با استفاده از نرم افزار SPSS v.23 و AMOS v.24 صورت گرفت.
نتایج
تعداد 500 شرکتکننده در این مطالعه حضور داشتند که با احتساب دادههای ناقص و پرت (n=8)، 492 شرکتکننده وارد تحلیل شدند. جدول 1 اطلاعات مربوط به تحصیلات و جنسیت شرکت کنندهها را نشان میدهد. در این مطالعه میزان دانشجویان مرد (259 شرکتکننده) کمی بیش از زن (233 شرکتکننده) میباشد. همچنین در حالت کلی میزان دانشجویان دارای تحصیلات کارشناسی دارای بیشترین فراوانی است. میانگین سنی شرکت‌کنندگان نیز در این پژوهش 4/23 و انحراف معیار 24/3 به دست آمد.
جدول 1- ویژگیهای جمعیتشناختی دانشجویان دولتی دانشگاههای شهر تهران در سال 1400 (492n=)
جدول 2 علاوه بر شاخصهای توصیفی، نتایج مربوط به توزیع (چولگی و کشیدگی) و آلفای کرونباخ را نیز نشان میدهد. از این رو، در مورد عاملها، SCL با 93/0 و پس از آن ERSQ با 92/0 دارای بیشترین مقدار است و پس از آنها DERS با 90/0 و سپس ASQ و ERQ با 80/0 و 71/0 پایایی مطلوب را نشان میدهند. پایایی مربوط به ابزار MAS نیز در حالت کلی انسجام مطلوب گویهها را نشان داد. در این زمینه، مؤلفههای شناسایی و پردازش از پایایی قابل قبولی برخوردار هستند، اما مؤلفه ابرازگری پایایی متوسط را نشان میدهد. میزان روایی محتوایی برای تمامی گویهها مورد تأیید قرار گرفت. برای سنجه MAS، میزان شاخص روایی محتوایی (Content Validity Index; CVI) برای همه گویهها بین 75/0 تا100 قرار گرفت که در بازه قابل قبولی است (بیشتر از 70/0). در مورد نسبت روایی محتوایی (Content Validity Ratio; CVR) نیز مقدار 65/0 حاصل شد که مبتنی بر متون آماری، میزان قابل قبولی است [36-35].
در اوایل دوره تحولی، هیجانها زندگی خودشان را دارند اما هنگامی که شناخت ها تحول می‌یابند، افراد راهبردهایی را برای مدیریت هیجانهایشان تدبیر کرده و تلاش میکنند تا این راهبردها را در سراسر دوره بزرگسالی به کار گیرند [2-1]. تنظیم هیجان یکی از حوزه‌های روانشناسی است که به سرعت در حال رشد است [3] و در این زمینه چندین تئوری، به کمک درک ما از فرآیندهای تنظیمی، تحول یافته‌اند، این فرایندهای تنظیمی در زمان رویارویی با هیجانها به کار گرفته میشوند [5-4]. الگوهای تنظیم هیجانی، از ابعادی مانند تخمین ذهنیسازی (نظریه ذهن) و توانایی ترسیم بافتهای پیشین و حال، در جهت درک و مدیریت هیجانها، چشمپوشی میکنند. این در صورتی است که که هر دوی آنها - ذهنیسازی، و بافتهای پیشین و حال - برای درک و تنظیم هیجانها بسیار مهم و حیاتی هستند [6]. تنظیم هیجانی یک واژه در حال گسترش است که فرآیندهای آشکار و ناآشکار شامل بازبینی، ارزیابی، دگرگونسازی و تلفیقسازی هیجانها را توصیف میکند [8-7]. همچنین، ذهنیسازی توانایی شناختی و عاطفی است که منجر به درک اندیشهها و احساسات خودمان و دیگران می‌گردد [10-9].
از سوی دیگر، «تنظیم هیجانی» و «ذهنیسازی» برای چگونگی درک، تجربه و پاسخ افراد به هیجانهایشان ضروری است. در واقع، فرآیند تنظیم هیجان، شامل آگاهی، درک، و شناسایی اندیشهها و احساسات فرد (به معنای ذهنیسازی)، قبل از، در طول، و بعد از تصحیح و تلفیق هیجانها اتفاق می‌افتد [11]. Jurist در زمینه تنظیم هیجانی یک دیدگاه نوین را مطرح می‌سازد که نظریه عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized Affectivity Scale; MAS) نامیده میشود. این دیدگاه، ذهنیسازی را بخشی از فرآیند تنظیمی به حساب میآورد و روی این مطلب پافشاری میکند که تنظیم یک هیجان به شیوه هیجانی (مدیریت، دگرگونسازی و تغییرسازی)، ظرفیتی را برای ذهنیسازی فراهم میآورد، مطلب بعد اینکه هیجانها تنها در یک فرآیند تنظیمی سازگار نمیشوند، بلکه آنها در معنا، باز ارزیابی میگردند [12 ،6]، بنابراین این جنبه پیچیده از تنظیم هیجانی، یعنی ذهنیسازی درباره‌ی عواملی که ممکن است هیجانها را تحت تأثیر قرار دهد مانند تجربههای دوران کودکی (نظریه روانتحلیلگری) و یا بافتها و موقعیتهای شخصی، ظرفیتی را برای بازتابانیدن اندیشهها و احساسات شخصی ایجاد میکند. این فرآیند به تدریج، موجب شکلگیری درک شخصی درباره هیجانها و شیوه‌ای از پیشبینی آینده می‌گردد [13-12].
در این زمینه، Jurist در نظریه هیجانپذیری ذهنی، سه جنبه شاخص را مطرح می‌سازد که هر کدام بخشی از فرآیند متحدالمرکز تنظیم هیجانی هستند. جنبه اول شناسایی (Identifying) هیجانها است که اساسی‌ترین و ابتدایی‌ترین شکل آن شامل برچسب‌زنی هیجانها، و در حالت پیچیده‌تری شامل دریافت هیجانها در بافت تاریخچه شخصی و کشف معنای هیجانها میباشد. جنبه دوم، که به دنبال شناسایی هیجانها میآید، پردازش (Processing) هیجانها است. پردازش شامل تلفیق و تنظیم هیجانی، و همچنین تغییر هیجان به برخی شیوه‌ها، مانند استمرار یک هیجان مشخص است. در نهایت جنبه سوم فرآیند، که به دنبال پردازش میآید، بیان یا ابرازگری (Expressing) هیجانها است. بیان یا ابراز شامل طیف اندیشه‌های فردی ارتباطی و بروز هیجانها است [12].
از سوی دیگر، تاریخچه شخصی پیشین، هر جنبهای از تجربه هیجانی، از شناسایی و پردازش تا بیان را تحت تأثیر قرار میدهد. به علاوه، این مؤلفهها با احساس عاملیت شخصی نسبت به هیجانها، به ویژه شناسایی، گره خورده‌اند [13]. بنابراین اگر بخواهیم فرآیندی از نظریه هیجانپذیری ذهنی را ترسیم کنیم، این فرآیند با پایه‌های زیستشناختی (برای مثال، ژنتیک و صفات غیراکتسابی)، شروع میشود. سپس، به دنبال پایه‌های زیستشناختی، تحول کودکی است [12]. به طور ویژه، در سیر تحول کودکی، شکلگیری دلبستگی، تحول «نظریه ذهن» و ذهنیسازی [14]، و تحول طرح واره های شناختی و عاطفی [15] وجود دارد، و در نهایت پس از پایه‌های زیستشناختی و تحول کودکی، سه جنبه مشخص از هیجانپذیری ذهنی نمود می‌یابد: شناسایی، پردازش، و بیان (ابرازگری). بیان یا ابرازگری هیجانها منجر به تعاملهای بین فردی با محیط و دیگران میشود که در نهایت پسخوراند از سوی دیگران و تجربهی رخدادها و موقعیتهای جدید را فراهم می‌سازد. این پسخوارندها و اثر تقابلی با محیط، با طرحوارههای پیشین که در هیجانپذیری ذهنی تأثیر می‌گذارند، یکپارچه میگردند [12].
در این زمینه، برای اندازهگیری تنظیم هیجانی چندین ابزار وجود دارد که تا کنون مورد استفاده واقع شدهاند، این ابزارها با نظریه عاطفهپذیری ذهنی به شیوههای مختلف همگرا و واگرا می‌باشند که از جمله آنها میتوان به مقیاس دشواری در تنظیم هیجانی (Difficulties in Emotion Regulation Scale) [16]، پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion Regulation Questionnaire) [17]، پرسشنامه سبک عاطفی (Affective Style Questionnaire) [18]، مقیاس ابراز انعطاف‌پذیر تنظیم هیجانی (Regulation of Emotional Expression Scale [19]، تنظیم هیجانی خود و دیگران (Emotional Regulation of Others and Self [20]، پرسشنامه تنظیم شناختی هیجان (Cognitive Emotion Regulation Questionnaire) [21]، سیاهه مقابله (Cope Inventory) [22]، پرسشنامه سبکهای مقابلهای (Coping Styles Questionnaire) [23]، پرسشنامه عملکرد انعکاسی (Reflective Functioning Questionnaire) [24]، مقیاس آلکسی تایمی تورنتو (Toronto Alexithymia Scale) [25]، و سیاهه نشخوار (Rumination Inventory) [26]، اشاره کرد. این ابزارهای تنظیم هیجانی، شامل جنبههایی از نظریه عاطفهپذیری ذهنی می باشند اما نه هر سه مؤلفه، و همچنین آنها جنبههایی از درک پیشین و بافتهای کنونی که تنظیم هیجانی را شکل میدهند را به تصویر نمیکشند.
بنابراین در این زمینه، Greenberg و همکاران [27]، مطالعه جدیدی با نمونه بزرگ 840,2 انجام دادند که شامل هر سه مؤلفه عاطفهپذیری ذهنی (یعنی شناسایی، پردازش و ابرازگری) بود، و در نهایت آن را مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (MAS) نامیدند. همچنین آنها در این مقیاس، تمامی جنبههای نظریه عاطفهپذیری ذهنی را در نظر گرفتند. آنها مقیاسی را طراحی نمودند که تمامی ابزارهای قبلی را در خود ادغام کرده است. از این رو، در این ابزار، مؤلفههای فقدان آگاهی و وضوح هیجانی (DERS)، قطعیت و عدم قطعیت درباره حالتهای روانی (RFQ)، دشوای در توصیف و شناسایی احساسات (TAS)، نشخوارگری (CERG)، در مؤلفه شناسایی؛ مؤلفههای راهبردهای تنظیم هیجان (DERS)، باز-ارزیابی (ERQ)، و سازگاری (ASQ) در مؤلفه پردازش؛ و مؤلفههای فرونشانی (ERQ)، پنهانسازی (ASQ)، ارتقاء مثبت و منفی، و فرونشانی مثبت و منفی (FREE)، در مؤلفه ابرازگری یا بیان ادغام شده است.
ویژگیهای روانسنجی این مقیاس در مطالعات پیشین بررسی و مورد تأیید قرار گرفته است. همچنین ارتباط سه مؤلفه عاطفهپذیری ذهنی با تروما، تشخیصهای بالینی (شامل زیست‌عصب‌شناختی، خُلق و اختلالات شخصیت)، و تاریخچههای درمان روانشناختی به تصویر کشیده شده است [28، 13]. بنابراین، از سویی، با توجه به جامعیت و چندجانبهنگری این ابزار تنظیم هیجانی و جدید بودن آن، و از سوی دیگر، اهمیت تنظیم هیجانی در پیشگیری و درمانهای روانشناختی، به ویژه در دورههای تحولی نوجوانی و بزرگسالی اولیه، هدف مطالعه حاضر، تعیین ویژگیهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در دانشجویان میباشد.
مواد و روش‌ها
این پژوهش از نوع مطالعات توصیفی و با هدف اعتباریابی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی انجام شد. جامعه آماری این پژوهش تمامی دانشجویان دانشگاههای دولتی شهر تهران در سال تحصیلی 1400-1399 می‌باشند. روش نمونهگیری تصادفی خوشهای چند مرحلهای بود، به این صورت که ابتدا فهرستی از تمامی دانشگاههای دولتی علوم پزشکی شهر تهران (5 دانشگاه) تهیه شد و از بین آنها، دو دانشگاه و سپس از هر دانشگاه، دو دانشکده، از هر دانشکده، دو گروه آموزشی و در نهایت از هر گروه آموزشی، چهار کلاس انتخاب شدند. تمامی مراحل به روش تصادفی از نوع قرعه‌کشی بود. حجم نمونه شامل 500 شرکتکننده بود. پس از حذف دادههای ناقص و پرت نیز، 492 شرکتکننده وارد تحلیل شدند. مبتنی بر Hooman [29] جهت انجام مطالعات تحلیل عاملی، تعداد نمونه 300 نفر خوب و 500 نفر خیلی خوب میباشد.
در اجرای پژوهش، مبنا بر این بود که پس از توضیح مختصری در مورد این طرح و اهداف آن برای شرکت کنندگان، در صورتی که دانشجویان حاضر به همکاری بودند، از آنها رضایت نامه کتبی گرفته شود و سپس آزمونها در اختیار آنها قرار گیرد. همچنین اجراکنندگان در تمام مراحل اجرا، در تعامل نزدیک با شرکت‌کنندگان بودند تا بتوانند به ابهام‌ها و اشکال‌های احتمالی پاسخ دهند و پس از اتمام کار، آزمونها را کنترل نمایند تا به تمام گویهها پاسخ داده شده باشد.
فرآیند ترجمه و انطباقسازی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی
در این مطالعه، اعتباریابی با استفاده از روشهای روانسنجی کلاسیک صورت گرفت. جهت ترجمه و آمادهسازی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، این مقیاس ابتدا به فارسی برگردانده شد، و برای این که مفاهیم و اصطلاحات سازندگان آزمون دقیقاً به فارسی ترجمه شود از یک فرد متخصص زبان انگلیسی و آشنا به مفاهیم روانشناسی خواسته شد که مجدداً نسخه فارسی را به انگلیسی بازترجمه کند. به این ترتیب ترجمه‌ها و بازترجمه‌ها با یک‌دیگر مقایسه شده و تفاوت‌ها برطرف شدند. در پایان نیز نسخه فارسی مقیاس عاطفهپذیری ذهنی تهیه شد. سپس این مقیاس بر روی 50 شرکت کننده (دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی ایران) به صورت آزمایشی اجرا شد و اشکالات پیش آمده برای کاربرد نهایی اصلاح و رفع گردید، سپس بعد از تدوین فرم نهایی مقیاس، نمونهگیری نهایی صورت گرفت. با این توضیح که پس از اخذ رضایتنامه کتبی از افراد و تکمیل دادههای دموگرافیک (شامل جنسیت، سن و مقطع تحصیلی)، شرکت کنندگان توسط ابزارهای پژوهش یعنی پرسشنامه تنظیم هیجان، پرسش نامه مهارتهای تنظیم هیجان، مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان، پرسش نامه سبک عاطفی، فهرست علائم (Symptom Checklist, SCL-25) و مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (MAS) مورد سنجش قرار گرفتند.
مقیاس عاطفهپذیری ذهنی (Mentalized Affectivity Scale (MAS)): این مقیاس توسط Greenberg و همکاران، مبتنی بر نظریه عاطفهپذیری ذهنی، تحول یافت [27]. این مقیاس دارای 60 گویه و سه مولفه شامل شناسایی، پردازش و ابرازگری هیجانات و احساسات است. همچنین، روی طیف لیکرت 7 درجهای نمره گذاری میشود (کاملاً مخالفم=1 تا کاملا موافقم=7). نمرات بالاتر نشاندهنده شناسایی، پردازش و ابرازگری پختهترو سالمتر هیجانات و احساسات است. Greenberg و همکاران، ویژگیهای روانسنجی این ابزار را مطلوب گزارش کردند (آلفای کرونباخ به ترتیب 93/0، 90/0 و 88/0) [27].
پرسشنامه تنظیم هیجان (Emotion Regulation Questionnaire (ERQ)): این پرسشنامه در سال 2003 توسط Gross و Johnتدوین شد. این پرسشنامه شامل 10 گویه است که دو راهبرد کلی تنظیم هیجان شامل ارزیابی مجدد و سرکوبی را اندازهگیری میکند. در این پرسشنامه، 6 سؤال به سنجش راهبرد ارزبایی مجدد و 4 سؤال به سنجش راهبرد سرکوبی می‌پردازد. هر سؤال شامل یک طیف لیکرت 7 درجهای است (1= کاملاً مخالفم تا 7= کاملاً موافقم). در این پرسشنامه نمره بالاتر فرد نشاندهنده تنظیم هیجانی بالاتر است. Gross روایی و پایایی این پرسشنامه را مطلوب گزارش کرده است. ضریب همسانی درونی 73/0 و ضریب باز آزمایی برای هر دو راهبرد 69/0 گزارش‌شده است[30]. آلفای کرونباخ نیز در این پژوهش برای ارزیابی مجدد و سرکوبی به ترتیب 70/0 و 71/0 و برای کل پرسشنامه 71/0 به دست آمد.
پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان (Emotion Regulation Skills Questionnaire (ERSQ)): این پرسشنامه توسط Berking و Znoj در سال 2008 تدوین شده است. این پرسشنامه یک ابزار خود گزارشیدهی 27 گویهای است که با استفاده از طیف لیکرت 5 درجهای نمرهگذاری میشود (0= همیشه تا 4= هرگز). نمره کل مقیاس بین صفر تا 180 متغیر است که نمره بالاتر نشاندهنده مهارتهای بالای تنظیم هیجانی است. ابعاد مورد اندازهگیری عبارتند از: آگاهی، وضوح، احساس، درک، خود حمایتی شفقتآمیز، بهبود، پذیرش، تحمل و آمادگی برای مواجهه. این پرسشنامه به مشخص کردن نقایص تنظیم هیجان در بیماران و سنجش مهارتهای آنها و همچنین توانایی مداخلات در افزایش این مهارت‌ها کمک میکند. شاخصهای روانسنجی این پرسشنامه مطلوب گزارش‌شده است. ضریب آلفای کرونباخ 90/0 و ضریب بازآزمایی در فاصله زمانی دو هفته 75/0 محاسبه شده است [31]. آلفای کرونباخ این پرسشنامه در پژوهش پیشرو نیز 92/0 و برای مؤلفههای توجه، ادراک درونی، وضوح، فهم، پذیرش، تاب‌آوری هیجانی، آمادگی برای مواجهه، خود حمایتگری و تعدیل احساسات به ترتیب 52/0 ، 64/0، 66/0، 62/0، 59/0، 66/0، 62/0، 52/0 و 68/0 به دست آمد.
مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان (The Brief Version of Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS-16)): این مقیاس توسط Bjureberg و همکاران در سال 2016 تدوین شده است. این مقیاس در واقع فرم کوتاه 36 گویهای مقیاس دشواری در تنظیم هیجان است که توسط Gratz و Roemer در سال 2004 با هدف سنجش سطح معمول کژتنظیمی هیجان فردی طراحی شده بود. این ابزار دارای شش مؤلفه شامل عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در انجام رفتار هدفمند، دشواری در کنترل تکانه، فقدان آگاهی هیجانی، دسترسی محدود به راهبردهای تنظیمی و عدم وضوع هیجانی میباشد. فرم کوتاه این مقیاس دارای 16 گویه است که از بین شش مؤلفه بیان شده و بر اساس دارا بودن بالاترین میزان همبستگی با نمره کل انتخاب شده است. همانند فرم بلند آن، نمرهگذاری این مقیاس نیز از طریق طیف لیکرت 5 درجهای است (1= تقریباً هرگز تا 5= تقریباً همیشه). نمره کل مقیاس بین 16 تا 80 متغیر است که نمرات بالاتر نشاندهنده دشواری‌های بیشتر در تنظیم هیجانی است.. شاخصهای روانسنجی این مقیاس مطلوب گزارش شده است. مقدار آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه 92/0 به دست آمده و شاخص پایایی در بازآزمایی نیز 85/0 گزارش شده است [32]. آلفای کرونباخ مقیاس دشواری در تنظیم هیجان در پژوهش پیشرو نیز 90/0 و برای مؤلفههای عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در انجام رفتار هدفمند، دشواری در کنترل تکانه، فقدان آگاهی هیجانی، دسترسی محدود به راهبردهای تنظیمی و عدم وضوع هیجانی به ترتیب 82/0، 75/0، 76/0، 69/0، 82/0 و 69/0 به دست آمد.
پرسشنامه سبکهای عاطفی (Affective Style Questionnaire (ASQ)): این پرسشنامه یک ابزار 20 گویهای است که در سال 2010 توسط Hofman و Kashdan با هدف تهیه یک ابزار کوتاه برای سنجش تفاوت‌های فردی در تنظیم هیجان تدوین شده است. پاسخ به هر سؤال بر اساس طیف لیکرت 5 درجهای (5=کاملاً در مورد من درست است تا 1=اصلاً در مورد من درست نیست)، صورت می‌گیرد. نمره کل نیز بین 20 تا 100 متغیر است. همچنین این پرسشنامه دارای سه بُعد شامل: پنهانسازی (تمایل به سرکوبی و مخفیسازی هیجانات)، سازگاری (تمایل به کار کردن روی هیجانات و سازگاری با آنها)، و تحمل (پذیرش و تحمل هیجانات) میباشد. آلفای کرونباخ برای هر یک از این ابعاد به ترتیب 84/0، 82/0 و 62/0 محاسبه شده است. بررسی‌های ساختار عاملی نیز از وجود سه عامل بیان شده به خوبی حمایت میکند [33]. آلفای کرونباخ پرسشنامه سبکهای عاطفی در پژوهش پیشرو نیز 80/0 و برای مؤلفههای پنهانسازی، سازگاری و تحمل به ترتیب 70/0 ، 59/0 و 60/0 به دست آمد.
فهرست علائم (Symptom Checklist (SCL-25)): فهرست علائم (SCL-25) فرم کوتاه آزمون تجدیدنظر شده فهرست 90 گویهای است که یک ابزار خود گزارشدهی است. فرم اصلی این ابزار 9 بُعد مستقل شامل جسمانیسازی، وسواسی - جبری، حساسیت در روابط بین فردی، افسردگی، اضطراب، خصومت، فوبیا، افکار پارانوییدی و روان‌رنجوری را اندازهگیری میکند. بُعد نهم دربرگیرنده سایر علائم است. با توجه به گزارش‌های مختلف مبنی بر تک‌بعدی بودن 90-SCL و توصیه به استفاده از آن به عنوان یک ابزار برای سنجش آسیب روانی به جای یک ابزار چندبُعدی برای سنجش سندرم یا اختلالات متعدد، داودی و ایران نیز در سال 1380 فرم 25 گویهای این ابزار را در فرهنگ ایرانی اعتباریابی کردند. همچنین از هر 9 بُعد آزمون اصلی، به جز خصومت، ماده‌هایی در فرم کوتاه وجود دارد. سؤالات دارای دو گزینه بله یا خیر میباشد که نمره بالاتر نشان دهنده آسیب روانی بیشتر است. ضریب همسانی درونی برای کل ابزار 97/0. محاسبه شده است. ضریب همسانی در جمعیت مذکر 98/0 و در جمعیت مؤنث 97/0 به دست آمده است. ضریب بازآزمایی نیز در فاصله زمانی 5 هفته‌ای برای کل نمونه 78/0، در جمعیت مذکر 79/0 و در جمعیت مؤنث 77/0 محاسبه شده است [34]. آلفای کرونباخ این ابزار در پژوهش پیشرو نیز 93/0 محاسبه شد و برای مؤلفههای جسمانیسازی، وسواسی-جبری، حساسیت در روابط بین فردی، افسردگی، اضطراب، فوبیا و روانپریشی به ترتیب 84/0، 75/0، 65/0، 48/0، 70/0، 76/0 و 55/0 به دست آمد.
جهت تجزیه و تحلیل دادهها از آمار توصیفی شامل شاخصهای مرکزی و پراکندگی استفاده گردید. همچنین جهت بررسی روایی محتوایی از شاخصهای CVI-CVR و برای پایایی، از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد. روشهای جزییتر تحلیلی نیز شامل: ضریب همبستگی پیرسون، تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل معادلات ساختاری برای همبستگی درونی متغیرها بود. تحلیل دادهها با استفاده از نرم افزار SPSS v.23 و AMOS v.24 صورت گرفت.
نتایج
تعداد 500 شرکتکننده در این مطالعه حضور داشتند که با احتساب دادههای ناقص و پرت (n=8)، 492 شرکتکننده وارد تحلیل شدند. جدول 1 اطلاعات مربوط به تحصیلات و جنسیت شرکت کنندهها را نشان میدهد. در این مطالعه میزان دانشجویان مرد (259 شرکتکننده) کمی بیش از زن (233 شرکتکننده) میباشد. همچنین در حالت کلی میزان دانشجویان دارای تحصیلات کارشناسی دارای بیشترین فراوانی است. میانگین سنی شرکت‌کنندگان نیز در این پژوهش 4/23 و انحراف معیار 24/3 به دست آمد.
جدول 1- ویژگیهای جمعیتشناختی دانشجویان دولتی دانشگاههای شهر تهران در سال 1400 (492n=)
| متغیر | تعداد | درصد | |
| جنسیت | زن | 233 | 4/47 |
| مرد | 259 | 6/52 | |
| مقطع تحصیلی | کارشناسی | 238 | 4/48 |
| کارشناسی ارشد | 234 | 6/47 | |
| دکتری | 20 | 1/4 |
جدول 2- شاخصهای توصیفی و پایایی دامنهها و ابعاد ابزارهای تنظیم هیجان، مهارتهای تنظیم هیجان، دشواری در تنظیم هیجان، فهرست علائم و سبک عاطفی در دانشجویان دولتی دانشگاههای شهر تهران در سال 1400
| دامنهها و ابعاد | میانگین (کمینه-بیشینه) |
انحراف استاندارد | چولگی | کشیدگی | آلفای کرونباخ |
| پرسشنامه تنظیم هیجانی(ERQ) | 49/38 (66-13) | 05/8 | 13/0- | 21/0 | 71/0 |
| ارزیابی مجدد | 35/24 (42-6) | 76/5 | 14/0- | 11/0- | 70/0 |
| سرکوبی | 13/14 (27-4) | 47/4 | 22/0 | 23/0- | 71/0 |
| پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان(ERSQ) | 28/2 (93/3- 48/0) | 60/0 | 10/0- | 07/0 | 92/0 |
| توجه به احساسات | 12/7 (12-0) | 28/2 | 22/0- | 12/0- | 52/0 |
| ادراک درونی احساسات | 7/6 (12-0) | 45/2 | 21/0- | 22/0- | 64/0 |
| وضوح احساس | 84/6 (12-0) | 51/2 | 35/0- | 16/0- | 66/0 |
| فهم احساس | 54/7 (12-1) | 31/2 | 30/0- | 22/0- | 62/0 |
| پذیرش احساس | 67/6 (12-0) | 37/2 | 09/0- | 10/0- | 59/0 |
| تاب آوری هیجانی | 63/6 (12-0) | 51/2 | 11/0- | 24/0- | 66/0 |
| آمادگی برای مواجهه | 19/6 (12-0) | 47/2 | 02/0- | 25/0 | 62/0 |
| خود حمایتگری | 82/6 (12-0) | 29/2 | 27/0- | 03/0 | 52/0 |
| تعدیل احساسات | 05/7 (12-0) | 38/2 | 29/0- | 09/0- | 68/0 |
| مقیاس کوتاه دشواری در تنظیم هیجان(DERS) | 44/92 (141-41) | 62/19 | 27/0- | 46/0- | 90/0 |
| عدم پذیرش پاسخهای هیجان | 35/14 (30-6) | 12/5 | 34/0 | 33/0- | 82/0 |
| دشواری در انجام رفتار هدفمند | 08/14 (25-5) | 99/3 | 073/0 | 26/0- | 75/0 |
| دشواری در کنترل تکانه | 48/15 (28-5) | 61/4 | 29/0 | 26/0- | 76/0 |
| فقدان آگاهی هیجانی | 71/16 (28-5) | 06/4 | 13/0- | 10/0- | 69/0 |
| دسترسی محدود به راهبردهای تنظیم هیجانی | 11/20 (40-8) | 29/6 | 18/0 | 44/0- | 82/0 |
| عدم وضوح هیجانی | 68/11 (22-5) | 66/3 | 01/0 | 65/0- | 69/0 |
| سیاهه فهرست علائم(SCL) | 13/29 (89-0) | 35/18 | 32/0 | 70/0- | 93/0 |
| جسمانیسازی | 74/6 (24-0) | 4/5 | 55/0 | 52/0- | 84/0 |
| وسواسی-جبری | 28/4 (12-0) | 87/2 | 49/0 | 40/0- | 75/0 |
| حساسیت بین فردی | 94/3 (12-0) | 78/2 | 49/0 | 29/0- | 65/0 |
| افسردگی | 44/2 (8-0) | 96/1 | 62/0 | 30/0- | 48/0 |
| اضطراب | 56/3 (12-0) | 75/2 | 49/0 | 34/0- | 70/0 |
| هراس | 86/2 (12-0) | 62/2 | 80/0 | 007/0 | 76/0 |
| اندیشهپردازی پارانویید | 27/1 (4-0) | 22/1 | 61/0 | 62/0- | --- |
| روانپریشی | 98/2 (11-0) | 44/2 | 72/0 | 08/0- | 55/0 |
| مادههای اضافی | 02/1 (4-0) | 18/1 | 88/0 | 25/0- | --- |
| پرسشنامه سبکهای عاطفی(ASQ) | 81/57 (94-26) | 42/10 | 00/0 | 07/0 | 80/0 |
| پنهانسازی | 04/23 (40-8) | 38/5 | 02/0 | 23/0- | 70/0 |
| سازگاری | 03/20 (33-10) | 10/4 | 11/0 | 18/0- | 59/0 |
| تحمل | 73/14 (24-5) | 42/3 | 006/0 | 01/0- | 60/0 |
| مقیاس عاطفهپذیری )MASذهنی( | 73/261 (369-147) | 60/36 | 19/0 | 27/0 | 91/0 |
| شناسایی | 61/109 (168-38) | 50/21 | 12/0- | 07/0- | 91/0 |
| پردازش | 05/101 (151-51) | 03/17 | 42/0 | 13/0 | 85/0 |
| ابرازگری | 06/51 (73-19) | 83/8 | 31/0- | 85/0 | 64/0 |
براساس نتایج ضریب همبستگی پیرسون در جدول 3 بیشترین ارتباط MAS با ERSQ و پس از آن با ASQ در جهت مثبت به دست آمده است که نشان از هم‌گرایی عامل MAS با این دو عامل دارد. از سوی دیگر، در ارتباط بین MAS با DERS و SCL نیز ارتباط معنادار در جهت منفی به دست آمده است که نشان از واگرایی MAS با دو عامل بیان شده دارد. همچنین در مورد ارتباط MAS با ERQ نیز نتایج نشان داد که این دو عامل با هم رابطه معناداری ندارند.
جدول 3- ضرایب همبستگی پیرسون بین عاطفهپذیری ذهنی با عاملهای ASQ-SCL-DERS-ERSQ-ERQ
| دامنه ها | MAS | ASQ | SCL | DERS | ERSQ |
| ASQ | (001/0)21/0 | 1 | |||
| SCL | (001/0>)28/0- | 06/0 | 1 | ||
| DERS | (001/0>)52/0- | (03/0)14/0- | (01/0)60/0 | 1 | |
| ERSQ | (001/0>)60/0 | (002/0)40/0 | (02/0)13/0- | (003/0)40/0- | 1 |
| ERQ | 04/0 | (008/0)33/0 | 06/0- | 05/0- | (03/0)15/0 |
از سوی دیگر، به منظور گروهبندی گویههای MAS بر اساس شباهتها به ردههای مختلف، تحلیل عاملی اکتشافی مورد استفاده قرار گرفت. ابتدا جهت بررسی و تشخیص مناسب بودن دادهها برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی، پیش‌آزمون‌های کیزرـ مایرـ اولکین (KMO) و بارتلت انجام شد. مقدار آماره KMO برای گویهها جهت تحلیل عاملی برابر 92/0 و میزان احتمال معناداری آزمون کرویت بارتلت محاسبه شده برای دادهها، 01/0p< به دست آمد. بنابراین بر اساس هر دو شاخص، دادهها از قابلیت مناسبی جهت انجام یک تحلیل عاملی برخوردار هستند. برای طبقهبندی گویهها در عاملها، با توجه به سه عاملی بودن MAS در مطالعات انجام شده، به قرار دادن گویهها بر اساس شباهتها در این سه عامل پرداخته میشود. قابل بیان است که در این زمینه میزان پراکندگی توسط این سه عامل، 37/0 به دست آمد. همچنین جدول بارهای عاملی نیز در شکل زیر با توجه به سه عاملی بودن تحلیل عاملی اکتشافی نشان داده شده است. براساس بارهای عاملی، برای طبقهبندی گویهها به عاملها، از میزان خط برش 30/0 استفاده شده است. در مواردی که چند سؤال به یک عامل تعلق داشته باشد بیشترین میزان بار عاملی متعلق به آن عامل در نظر گرفته میشود که برای هر 60 گویه در جدول 4 آورده شده است. مقدارهای منفی نیز در هر مؤلفه مرتبط به خود جای میگیرند و به صورت معکوس نمرهگذاری میشوند.
آنالیز طرح عاملی اکتشافی بر اساس بارهای عاملی و میزان شدت هر سؤال و شباهت به هر عامل ارائه گردیده است. با توجه به بارهای عاملی گویههای مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در جدول 4، گویههای 1، 2، 5، 7، 8، 11، 12، 16، 17، 18، 21، 27، 28، 29، 30، 33، 34، 35، 37، 38، 40، 41، 45، 46، 47، 48، 49، 50، 51، 52، 54، 56، 57، 58، 59 و 60 به عامل اول یعنی «شناسایی»، گویههای 3، 4، 6، 10، 14، 15، 19، 22، 23، 25، 26، 42، 43 و 44 به عامل دوم یعنی «پرداز» و گویههای 9، 13، 20، 24، 31، 32، 36، 39، 53 و 55 به عامل سوم یعنی «ابرازگری» تعلق دارند. البته لازم به ذکر است که گویههای 19، 40، 44 و 56 به صورت منفی به مؤلفهها تعلق گرفته است. بنابراین به صورت معکوس نمرهگذاری میشوند.
آنالیز طرح عاملی اکتشافی بر اساس بارهای عاملی و میزان شدت هر سؤال و شباهت به هر عامل ارائه گردیده است. با توجه به بارهای عاملی گویههای مقیاس عاطفهپذیری ذهنی در جدول 4، گویههای 1، 2، 5، 7، 8، 11، 12، 16، 17، 18، 21، 27، 28، 29، 30، 33، 34، 35، 37، 38، 40، 41، 45، 46، 47، 48، 49، 50، 51، 52، 54، 56، 57، 58، 59 و 60 به عامل اول یعنی «شناسایی»، گویههای 3، 4، 6، 10، 14، 15، 19، 22، 23، 25، 26، 42، 43 و 44 به عامل دوم یعنی «پرداز» و گویههای 9، 13، 20، 24، 31، 32، 36، 39، 53 و 55 به عامل سوم یعنی «ابرازگری» تعلق دارند. البته لازم به ذکر است که گویههای 19، 40، 44 و 56 به صورت منفی به مؤلفهها تعلق گرفته است. بنابراین به صورت معکوس نمرهگذاری میشوند.
جدول 4- ماتریس مؤلفههای چرخشی MAS بر اساس سه عامل (مؤلفهها) در دانشجویان دولتی دانشگاههای شهر تهران در سال 1400
| عامل سوم (ابرازگری) | عامل دوم (پردازش) | عامل اول (شناسایی) | شماره سؤال |
| 16/0- | 08/0- | 59/0 | 1 |
| 18/0 | 07/0 | 58/0 | 2 |
| 02/0- | 49/0 | 37/0 | 3 |
| 13/0- | 62/0 | 38/0 | 4 |
| 05/0- | 16/0 | 64/0 | 5 |
| 04/0- | 63/0 | 32/0 | 6 |
| 02/0 | 01/0 | 50/0 | 7 |
| 04/0- | 31/0 | 48/0 | 8 |
| 55/0 | 11/0- | 12/0- | 9 |
| 03/0 | 66/0 | 15/0 | 10 |
| 26/0 | 30/0 | 51/0 | 11 |
| 08/0 | 27/0 | 51/0 | 12 |
| 59/0 | 09/0 | 10/0 | 13 |
| 04/0 | 62/0 | 08/0 | 14 |
| 38/0 | 49/0 | 024/0- | 15 |
| 17/0- | 13/0 | 52/0 | 16 |
| 06/0 | 35/0 | 56/0 | 17 |
| 06/0- | 28/0 | 62/0 | 18 |
| 21/0 | 58/0- | 16/0- | 19 |
| 48/0 | 38/0- | 01/0 | 20 |
| 17/0 | 30/0 | 53/0 | 21 |
| 07/0 | 46/0 | 43/0 | 22 |
| 01/0 | 65/0 | 18/0 | 23 |
| 51/0 | 23/0 | 12/0- | 24 |
| 00/0 | 57/0 | 31/0 | 25 |
| 10/0- | 61/0 | 12/0 | 26 |
| 21/0- | 14/0 | 31/0 | 27 |
| 09/0 | 46/0 | 49/0 | 28 |
| 03/0 | 46/0 | 47/0 | 29 |
| 20/0 | 19/0 | 48/0 | 30 |
| 54/0 | 34/0- | 04/0- | 31 |
| 65/0 | 08/0 | 04/0 | 32 |
| 05/0- | 20/0 | 60/0 | 33 |
| 03/0 | 04/0 | 60/0 | 34 |
| 12/0 | 28/0 | 61/0 | 35 |
| 48/0 | 26/0- | 05/0- | 36 |
| 26/0- | 05/0 | 52/0 | 37 |
| 03/0- | 09/0 | 56/0 | 38 |
| 56/0 | 07/0 | 02/0 | 39 |
| 24/0 | 17/0- | 33/0- | 40 |
| 10/0 | 34/0 | 53/0 | 41 |
| 12/0- | 50/0 | 42/0 | 42 |
| 05/0- | 56/0 | 06/0 | 43 |
| 39/0 | 41/0- | 11/0- | 44 |
| 13/0 | 05/0- | 49/0 | 45 |
| 16/0- | 38/0 | 41/0 | 46 |
| 07/0- | 18/0 | 53/0 | 47 |
| 02/0- | 13/0 | 39/0 | 48 |
| 05/0- | 18/0 | 51/0 | 49 |
| 06/0- | 14/0 | 70/0 | 50 |
| 13/0- | 14/0 | 66/0 | 51 |
| 03/0 | 11/0 | 61/0 | 52 |
| 35/0 | 14/0- | 02/0 | 53 |
| 06/0- | 08/0 | 68/0 | 54 |
| 49/0 | 10/0 | 06/0 | 55 |
| 13/0 | 02/0- | 37/0- | 56 |
| 19/0 | 24/0 | 50/0 | 57 |
| 11/0 | 27/0 | 62/0 | 58 |
| 09/0- | 12/0 | 57/0 | 59 |
| 17/0- | 20/0 | 53/0 | 60 |
در جدول 5، شاخص های برازش مدل که شامل میانگین خطای خی دو، برازش تطبیقی، برازش افزایشی و ریشه میانگین مربعات خطای برآورد است، بر اساس میزان تطابق دادههای با مدل مفهومی گزارش گردیده است. تحلیل عاملی تأییدی به منظور بررسی همبستگی سازه ای عامل ها و گویهها با هم مورد بررسی قرار گرفت. بر اساس نتایج مربوط به این تحلیل، در MAS تعداد گویهها برای سه عامل در نظر گرفته شده است که پس از حذف گویههای 15 و 44 به دلیل کم بودن بارهای عاملی مربوطه در مؤلفه پردازش و نیز اصلاح مدل، میزان شاخصهای برازش در این مدل در جدول شماره 5 ارایه شده است. بر اساس شاخصهای برازش مدل مربوط، شاخصهای گزارش شده CFI-IFI دارای میزان بالاتر از 90/0 و RMSEA نیز کمتر از 08/0 میباشد. میزان CMIN/df نیز کمتر از 5 است که نشان از برازش مدل مناسب دادهها با مدل مفهومی دارد [36]. در مدل مفهومی شکل 1 گویههای مربوط به هر مؤلفه و میزان همبستگی آنها آورده شده است. بر این اساس، مقدار همبستگی شناسایی با پردازش، 42/0 به دست آمده است که این میزان برای پردازش با ابرازگری 10/0- میباشد که هر دو در سطح معناداری کمتر از 05/0 قرار دارد. رابطه بین شناسایی و ابرازگری نیز در سطح معناداری قرار نگرفت. سؤالات مربوط به هر مؤلفه و مدل اندازهگیری مربوطه در شکل 1 ارائه شده است.
جدول 5- شاخصهای برازش مدل اندازهگیری MAS سه عاملی در دانشجویان دولتی دانشگاههای شهر تهران در سال 1400
شکل 1- مدل اندازهگیری MAS-
| نام شاخص | میانگین خطای خی دو(CMIN/df) | برازش تطبیقی (CFI) | برازش افزایشی(IFI) | ریشه میانگین مربعات خطای برآورد(RMSEA) |
| مقدار | 96/1 | 90/0 | 90/0 | 04/0 |
شکل 1- مدل اندازهگیری MAS-
بحث
در دوران دانشجویی، مدیریت و تنظیم هیجانها یکی از مهارتهای اساسی در روابط بین‌فردی است. نتایج مطالعه حاضر نشان داد که این مقیاس از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. با این توضیح که ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 91/0 محاسبه شد که نشانگر انسجام مطلوب گویهها است و برای مؤلفههای شناسایی، پردازش و ابرازگری به ترتیب، 91/0، 85/0 و 64/0 به دست آمد که در مؤلفه ابرازگری، همان‌طور که مشخص است مقدار پایایی، متوسط است. نتایج این مطالعه با مطالعه اصلی یعنی Greenberg و همکاران [13] و مطالعه Rinaldi و همکاران [28] همسو است. در مطالعه Greenberg و همکاران نیز آلفای کرونباخ برای مؤلفه شناسایی 93/0، پردازش 90/0، و ابرازگری 88/0 میباشد. همان‌گونه که مشاهده شد مؤلفه ابرازگری در مطالعه پیشرو پایایی کمتری نسبت به دو مؤلفه دیگر دارد.
عاطفهپذیری ذهنی که تنظیم هیجانی از دل آن بیرون میآید، فرایند زیستی و شناختی میباشد و پایه‌های زیستی، تحول نظریه ذهن، تحول طرحوارههای شناختی و عاطفی، تحول و تجربههای دوران کودکی در آن نقش دارند [15-14، 12]. یعنی بحث از تأثیر عواملی است که با ابرازگری به عنوان مؤلفه رفتاری تا حدی متفاوت است. در همین زمینه مؤلفههای شناسایی و پردازش را میتوان مؤلفههای شناختی در نظرگرفت. بنابراین مؤلفههای شناسایی و پردازش، به عنوان دو مؤلفه از یک حوزه هم‌پوشانی بیشتری با هم دارند. علاوه بر تبیین پیشین، این یافته را میتوان بر اساس مسائل فرهنگی نیز توضیح داد. قواعد ابراز هیجانی به عنوان اجزای مهم هر فرهنگ در نظر گرفته میشود. این قواعد، وابسته به شرایط فرهنگی، تعیین‌کننده‌ی بروز هیجانات مختلف فردی است (ابرازگری). پس مبتنی بر این قواعد، آن‌چه که فرد از خود بروز میدهد وابسته به پیش‌شرط‌های زیرآستانه‌ای است که فرهنگ فرد برای او مشخص کرده است [37]. در واقع میتوان آنها را به عنوان قواعد از پیش تجویز شده فرهنگی تعریف کرد که در دوران زندگی از مسیر اجتماعی شدن آموخته میشوند. این‌چنین هنجارهای فرهنگی به اشتراک گذاشته شده القا میکند که چگونه، کی و به چه افرادی، می‌بایست تجارب هیجانی خود را ابراز نمود [38]. در همین زمینه به نظر میرسد در فرهنگ ایرانی، افراد کمتر راجع به هیجان‌های خود صحبت میکنند و یا پسخوراند میدهند، البته با این توضیح که در مردها بروز کمتر هیجانها و در خانمها ابراز هیجان به شکل غیر مستقیم صورت می‌گیرد.
از سوی دیگر و از لحاظ همبستگی‌ها، مشخص شد که عامل عاطفهپذیری ذهنی، با عامل مهارتهای تنظیم هیجان و سبکهای عاطفی بیشترین همبستگی مثبت را دارد. در واقع سبکهای عاطفی بر چگونگی تحمل هیجانات، به‌ویژه احساس پریشانی که با مؤلفههای پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان، از جمله تاب‌آوری هیجانی و آمادگی برای مواجهه مرتبط است تاکید میکند، و نشان میدهد که چگونه شخصیت بر اینکه فرد هیجاناتش را تنظیم کند اثر می‌گذارد. در این زمینه، میتوان گفت که پاسخهای هیجانی، اطلاعات مهمی در زمینه روابط بین‌فردی فراهم میآورد، و از این رهگذر افراد یاد میگیرند که در مواجهه با هیجانات چگونه رفتار کنند، چگونه تجارب هیجانی را به صورت کلامی بیان کنند، چه راه‌کارهایی را در پاسخ به هیجانها به کار ببرند و در زمینه هیجان‌های خاص، چگونه با دیگران رفتار کنند [39]. از سوی دیگر، همبستگی عامل عاطفهپذیری ذهنی با عامل دشواری در تنظیم هیجانی و فهرست علائم، منفی و معنادار به دست آمد. در این زمینه وجود نقایصی در مهارتهای تنظیم هیجان به عنوان یک عامل خطرناک در شروع و نگهداشت مشکلات سلامت روان (فهرست علائم) از جمله مشکلات اضطرابی و افسردگی پذیرفته شده است [40].
بنابراین، مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، در تشخیصهای بالینی و به دنبال آن درمان مشکلاتی که با عواطف و هیجانها سر وکار دارند (مانند افسردگی و اضطراب) نیز میتواند کاربرد داشته باشد چرا که بیماران از جمله افراد افسرده و مضطرب از این مهارت کمتر استفاده میکنند و این مطلب دارای اهمیت است که یکی از اهداف رواندرمانی این افراد بهبود و بازیابی توانمندی تنظیم عاطفی و هیجانی در ارتباط با دیگران و خودشان است (البته، قبل از آن، هنجارسازی این مقیاس روی نمونه بیماران دارای اختلالات روانی نیز باید انجام شود). در این زمینه برخی از مشکلات در حالتهای عاطفی و هیجانی، از جمله واکنش‌پذیری هیجانی، بینظمی هیجانی یا اختلال در تنظیم هیجانی، در تئوریها و مطالعات اخیر مورد نظر قرار گرفته است. با این توضیح که فرض میشود بینظمی عواطف و هیجانات، نقش قابل توجهی در افسردگی و اضطراب، و دیگر اختلالات روانشناختی دارد [42-41].
از سوی دیگر نیز در افراد عادی بینظمی عاطفی هیجانی میتواند منجر به مشکلات بین‌فردی گردد و به دنبال آن، مشکلات روانشناختی دیگری را نیز پدید آورد. بنابراین تنظیم عواطف و هیجانات علاوه بر نقش درمانی نقش پیشگیرانه را نیز ایفا میکند. همچنین در زمینه همبستگی‌ها، عدم ارتباط بین عاطفهپذیری ذهنی و مقیاس ابراز انعطاف‌پذیر تنظیم هیجانی و پرسشنامه سبکهای مقابلهای را میتوان به این‌گونه توضیح داد که عاطفهپذیری ذهنی بیشتر در عامل شناختی تحلیلی معنا می‌یابد اما دو ابزار بیان شده بیشتر با عامل رفتاری مرتبط هستند.
روی‌هم‌رفته، مدل عاطفهپذیری ذهنی و به دنبال آن مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، نظریه و مطالعات پیشین در حوزه تنظیم هیجان را در یک نقطه جمع می‌نماید و علاوه بر این، با تئوری‌پردازی‌های مفصل‌تر و عمیق‌تر موجبات شکلگیری یک نظریه و به دنبال آن مقیاس کامل‌تری در این زمینه را فراهم میآورد. همچنین این تئوری در زمینه تنظیم عواطف و هیجانات به صورت بنیادی‌تری به بررسی و تحلیل می‌پردازد. مقیاس عاطفهپذیری ذهنی ابزار مفید و قابل اعتمادی است که میتواند در سنجش‌های بالینی و غیر بالینی بسیار مفید واقع شود. هم چنین، به دو دلیل جامعه دانشجویی برای انجام این مطالعه انتخاب گردید: الف) دانشجویان در دوره تحولی اوایل بزرگسالی (جوانی) هستند که معمولا با انگیزش و هیجانات قوی و پرشور همراه است؛ ب) فضای دانشگاهی با هیجان، استرس و پیچیدگیهای روانی- اجتماعی همراه است (برای مثال، خرده فرهنگهای مختلف، روبط بین فردی گسترده و دوره امتحانات). همینطور، ممکن است برخی هنوز در مسیر هویتیابی قرار داشته باشند. بنابراین کشف و تنظیم میزان و نوع هیجانات و عوامل مرتبط با آن، سپس آموزشهای عمومی لازم، میتواند دانشجویان را سازگارتر و توانمندتر سازد. عوامل محافظتی را در آنها افزایش و عوامل خطر را در آن ها کاهش دهد.
لازم به ذکر است که پژوهش پیش رو دارای محدودیت‌های بود. حجم نمونه متوسط، صرفا دانشجو و از یک شهر از جمله آن ها بود. بنابراین پیشنهاد می شود مطالعات آینده با حجم نمونه بزرگ، در ردههای سنی و گروههای دیگر (برای مثال نوجوانان و دانشآموزان) صورت پذیرد. مبتنی بر نتایج نیز این مقیاس میتواند در مطالعات روانشناختی مورد استفاده پژوهشگران قرار بگیرد. همچنین، با توجه به نقش مهم ابعاد تنظیم هیجانی در روندهای رواندرمانی، و طراحی این ابزار (عاطفهپذیری ذهنی) مبتنی بر دورههای تحولی پیشین و ترکیب تئوریها (روانتحلیلگری و شناختی)، پس از اعتباریابی در جوامع آماری دیگر (برای مثال بیماران دارای اختلالات روانی)، میتوان از این ابزار در فرآیندهای تشخیص بالینی و رواندرمانی نیز استفاده شود.
نتیجهگیری
نتایج پژوهش نشان داد که این ابزار از روایی و پایایی مطلوبی برخودار است. همچنین با جامعه دانشجویان ایرانی منطبق است. آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و مؤلفههای شناسایی و پردازش، مطلوب و برای مؤلفه ابرازگری، متوسط به دست آمد. همبستگی این مقیاس با ابزارهای دیگر تنظیم هیجانی نشان از قدرتمندی و روا بودن مقیاس دارد. البته، بهتر است در صورت به کارگیری این مقیاس در مطالعات بعدی، روی نمونه غیردانشجویی، احتیاطات لازم پژوهشی، از سوی پژوهشگران در نظر گرفته شود.
تشکر و قدردانی
در این مطالعه، از تمامی شرکت کنندگانی (دانشجویان) که با تکمیل ابزارها منجر به پیشبُرد این مطالعه شدند کمال قدردانی و تشکر را داریم. همچنین، لازم به ذکر است که مقاله پیشرو مستخرج از طرحی با عنوان «بررسی نیمرخ ابعاد تنظیم هیجانی مرتبط با نشانگان روانشناختی در دانشجویان»، متعلق به دانشگاه علوم پزشکی ایران با کد 14179-50-4-98 میباشد.
.
در دوران دانشجویی، مدیریت و تنظیم هیجانها یکی از مهارتهای اساسی در روابط بین‌فردی است. نتایج مطالعه حاضر نشان داد که این مقیاس از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. با این توضیح که ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 91/0 محاسبه شد که نشانگر انسجام مطلوب گویهها است و برای مؤلفههای شناسایی، پردازش و ابرازگری به ترتیب، 91/0، 85/0 و 64/0 به دست آمد که در مؤلفه ابرازگری، همان‌طور که مشخص است مقدار پایایی، متوسط است. نتایج این مطالعه با مطالعه اصلی یعنی Greenberg و همکاران [13] و مطالعه Rinaldi و همکاران [28] همسو است. در مطالعه Greenberg و همکاران نیز آلفای کرونباخ برای مؤلفه شناسایی 93/0، پردازش 90/0، و ابرازگری 88/0 میباشد. همان‌گونه که مشاهده شد مؤلفه ابرازگری در مطالعه پیشرو پایایی کمتری نسبت به دو مؤلفه دیگر دارد.
عاطفهپذیری ذهنی که تنظیم هیجانی از دل آن بیرون میآید، فرایند زیستی و شناختی میباشد و پایه‌های زیستی، تحول نظریه ذهن، تحول طرحوارههای شناختی و عاطفی، تحول و تجربههای دوران کودکی در آن نقش دارند [15-14، 12]. یعنی بحث از تأثیر عواملی است که با ابرازگری به عنوان مؤلفه رفتاری تا حدی متفاوت است. در همین زمینه مؤلفههای شناسایی و پردازش را میتوان مؤلفههای شناختی در نظرگرفت. بنابراین مؤلفههای شناسایی و پردازش، به عنوان دو مؤلفه از یک حوزه هم‌پوشانی بیشتری با هم دارند. علاوه بر تبیین پیشین، این یافته را میتوان بر اساس مسائل فرهنگی نیز توضیح داد. قواعد ابراز هیجانی به عنوان اجزای مهم هر فرهنگ در نظر گرفته میشود. این قواعد، وابسته به شرایط فرهنگی، تعیین‌کننده‌ی بروز هیجانات مختلف فردی است (ابرازگری). پس مبتنی بر این قواعد، آن‌چه که فرد از خود بروز میدهد وابسته به پیش‌شرط‌های زیرآستانه‌ای است که فرهنگ فرد برای او مشخص کرده است [37]. در واقع میتوان آنها را به عنوان قواعد از پیش تجویز شده فرهنگی تعریف کرد که در دوران زندگی از مسیر اجتماعی شدن آموخته میشوند. این‌چنین هنجارهای فرهنگی به اشتراک گذاشته شده القا میکند که چگونه، کی و به چه افرادی، می‌بایست تجارب هیجانی خود را ابراز نمود [38]. در همین زمینه به نظر میرسد در فرهنگ ایرانی، افراد کمتر راجع به هیجان‌های خود صحبت میکنند و یا پسخوراند میدهند، البته با این توضیح که در مردها بروز کمتر هیجانها و در خانمها ابراز هیجان به شکل غیر مستقیم صورت می‌گیرد.
از سوی دیگر و از لحاظ همبستگی‌ها، مشخص شد که عامل عاطفهپذیری ذهنی، با عامل مهارتهای تنظیم هیجان و سبکهای عاطفی بیشترین همبستگی مثبت را دارد. در واقع سبکهای عاطفی بر چگونگی تحمل هیجانات، به‌ویژه احساس پریشانی که با مؤلفههای پرسشنامه مهارتهای تنظیم هیجان، از جمله تاب‌آوری هیجانی و آمادگی برای مواجهه مرتبط است تاکید میکند، و نشان میدهد که چگونه شخصیت بر اینکه فرد هیجاناتش را تنظیم کند اثر می‌گذارد. در این زمینه، میتوان گفت که پاسخهای هیجانی، اطلاعات مهمی در زمینه روابط بین‌فردی فراهم میآورد، و از این رهگذر افراد یاد میگیرند که در مواجهه با هیجانات چگونه رفتار کنند، چگونه تجارب هیجانی را به صورت کلامی بیان کنند، چه راه‌کارهایی را در پاسخ به هیجانها به کار ببرند و در زمینه هیجان‌های خاص، چگونه با دیگران رفتار کنند [39]. از سوی دیگر، همبستگی عامل عاطفهپذیری ذهنی با عامل دشواری در تنظیم هیجانی و فهرست علائم، منفی و معنادار به دست آمد. در این زمینه وجود نقایصی در مهارتهای تنظیم هیجان به عنوان یک عامل خطرناک در شروع و نگهداشت مشکلات سلامت روان (فهرست علائم) از جمله مشکلات اضطرابی و افسردگی پذیرفته شده است [40].
بنابراین، مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، در تشخیصهای بالینی و به دنبال آن درمان مشکلاتی که با عواطف و هیجانها سر وکار دارند (مانند افسردگی و اضطراب) نیز میتواند کاربرد داشته باشد چرا که بیماران از جمله افراد افسرده و مضطرب از این مهارت کمتر استفاده میکنند و این مطلب دارای اهمیت است که یکی از اهداف رواندرمانی این افراد بهبود و بازیابی توانمندی تنظیم عاطفی و هیجانی در ارتباط با دیگران و خودشان است (البته، قبل از آن، هنجارسازی این مقیاس روی نمونه بیماران دارای اختلالات روانی نیز باید انجام شود). در این زمینه برخی از مشکلات در حالتهای عاطفی و هیجانی، از جمله واکنش‌پذیری هیجانی، بینظمی هیجانی یا اختلال در تنظیم هیجانی، در تئوریها و مطالعات اخیر مورد نظر قرار گرفته است. با این توضیح که فرض میشود بینظمی عواطف و هیجانات، نقش قابل توجهی در افسردگی و اضطراب، و دیگر اختلالات روانشناختی دارد [42-41].
از سوی دیگر نیز در افراد عادی بینظمی عاطفی هیجانی میتواند منجر به مشکلات بین‌فردی گردد و به دنبال آن، مشکلات روانشناختی دیگری را نیز پدید آورد. بنابراین تنظیم عواطف و هیجانات علاوه بر نقش درمانی نقش پیشگیرانه را نیز ایفا میکند. همچنین در زمینه همبستگی‌ها، عدم ارتباط بین عاطفهپذیری ذهنی و مقیاس ابراز انعطاف‌پذیر تنظیم هیجانی و پرسشنامه سبکهای مقابلهای را میتوان به این‌گونه توضیح داد که عاطفهپذیری ذهنی بیشتر در عامل شناختی تحلیلی معنا می‌یابد اما دو ابزار بیان شده بیشتر با عامل رفتاری مرتبط هستند.
روی‌هم‌رفته، مدل عاطفهپذیری ذهنی و به دنبال آن مقیاس عاطفهپذیری ذهنی، نظریه و مطالعات پیشین در حوزه تنظیم هیجان را در یک نقطه جمع می‌نماید و علاوه بر این، با تئوری‌پردازی‌های مفصل‌تر و عمیق‌تر موجبات شکلگیری یک نظریه و به دنبال آن مقیاس کامل‌تری در این زمینه را فراهم میآورد. همچنین این تئوری در زمینه تنظیم عواطف و هیجانات به صورت بنیادی‌تری به بررسی و تحلیل می‌پردازد. مقیاس عاطفهپذیری ذهنی ابزار مفید و قابل اعتمادی است که میتواند در سنجش‌های بالینی و غیر بالینی بسیار مفید واقع شود. هم چنین، به دو دلیل جامعه دانشجویی برای انجام این مطالعه انتخاب گردید: الف) دانشجویان در دوره تحولی اوایل بزرگسالی (جوانی) هستند که معمولا با انگیزش و هیجانات قوی و پرشور همراه است؛ ب) فضای دانشگاهی با هیجان، استرس و پیچیدگیهای روانی- اجتماعی همراه است (برای مثال، خرده فرهنگهای مختلف، روبط بین فردی گسترده و دوره امتحانات). همینطور، ممکن است برخی هنوز در مسیر هویتیابی قرار داشته باشند. بنابراین کشف و تنظیم میزان و نوع هیجانات و عوامل مرتبط با آن، سپس آموزشهای عمومی لازم، میتواند دانشجویان را سازگارتر و توانمندتر سازد. عوامل محافظتی را در آنها افزایش و عوامل خطر را در آن ها کاهش دهد.
لازم به ذکر است که پژوهش پیش رو دارای محدودیت‌های بود. حجم نمونه متوسط، صرفا دانشجو و از یک شهر از جمله آن ها بود. بنابراین پیشنهاد می شود مطالعات آینده با حجم نمونه بزرگ، در ردههای سنی و گروههای دیگر (برای مثال نوجوانان و دانشآموزان) صورت پذیرد. مبتنی بر نتایج نیز این مقیاس میتواند در مطالعات روانشناختی مورد استفاده پژوهشگران قرار بگیرد. همچنین، با توجه به نقش مهم ابعاد تنظیم هیجانی در روندهای رواندرمانی، و طراحی این ابزار (عاطفهپذیری ذهنی) مبتنی بر دورههای تحولی پیشین و ترکیب تئوریها (روانتحلیلگری و شناختی)، پس از اعتباریابی در جوامع آماری دیگر (برای مثال بیماران دارای اختلالات روانی)، میتوان از این ابزار در فرآیندهای تشخیص بالینی و رواندرمانی نیز استفاده شود.
نتیجهگیری
نتایج پژوهش نشان داد که این ابزار از روایی و پایایی مطلوبی برخودار است. همچنین با جامعه دانشجویان ایرانی منطبق است. آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و مؤلفههای شناسایی و پردازش، مطلوب و برای مؤلفه ابرازگری، متوسط به دست آمد. همبستگی این مقیاس با ابزارهای دیگر تنظیم هیجانی نشان از قدرتمندی و روا بودن مقیاس دارد. البته، بهتر است در صورت به کارگیری این مقیاس در مطالعات بعدی، روی نمونه غیردانشجویی، احتیاطات لازم پژوهشی، از سوی پژوهشگران در نظر گرفته شود.
تشکر و قدردانی
در این مطالعه، از تمامی شرکت کنندگانی (دانشجویان) که با تکمیل ابزارها منجر به پیشبُرد این مطالعه شدند کمال قدردانی و تشکر را داریم. همچنین، لازم به ذکر است که مقاله پیشرو مستخرج از طرحی با عنوان «بررسی نیمرخ ابعاد تنظیم هیجانی مرتبط با نشانگان روانشناختی در دانشجویان»، متعلق به دانشگاه علوم پزشکی ایران با کد 14179-50-4-98 میباشد.
.
References
[1] Suri G, Sheppes G, Gross, JJ. Emotion regulation and cognition. In M. D. Robinson, E. Watkins, & E. Harmon-Jones (Eds.), Handbook of Cognition and Emotion (pp. 195–209). The Guilford Press 2013.
[2] Gross JJ. Antecedent- and response-focused emotion regulation: Divergent consequences for experience, expression, and physiology. J Personality and Social Psychology 1998a; 74: 224-37.
[3] Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. J Psychological Inquiry 2015; 26(1): 1-26.
[4] Waters SF, Virmani EA, Thompson RA, Meyer S, Raikes HA, Jochem R. Emotion regulation and attachment: Unpacking two constructs and their association. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(1): 37-47.
[5] Aldao A, Nolen-Hoeksema S, Schweizer S. Emotion-regulation strategies across psychopathology: A meta-analytic review. J Clinical Psychology Review 2010; 30(2): 217-37. 4
[6] Jurist EL. Minding emotions. New York: Guilford Press 2018.
[7] Eisenberg N, Spinrad TL. Emotion-related regulation: Sharpening the definition. J Child Development 2004; 75(2): 334-9.
[8] Thompson RA. Emotion regulation: A theme in search of definition. J Monographs of the Society for Research in Child Development 1994; 59(2-3): 25-52.
[9] Fonagy P, Bateman AW. Luyten P. Introduction and overview. In Bateman AW, Fonagy P. (Eds), Handbook of Mentalizing in Mental Health Practice, Arlington, Virginia: American Psychiatric Publishing 2012.
[10] Fonagy P, Campbell C. Bad blood revisited: Attachment and psychoanalysis. J British Psychotherapy 2015; 31(2): 229-50.
[11] Sharp C, Pane H, Ha C, Venta A, Patel AB, Sturek J, et al. Theory of mind and emotion regulation difficulties in adolescents with borderline traits. The American Academy of Child & Adolescent Psychiatry 2011; 50(6): 563-73.
[12] Jurist EL. Mentalized affectivity. J Psychoanalytic Psychology 2005; 22(3): 426.
[13] Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PLoS ONE 2017; 12(10): e0185264.
[14] Gergely G, Unoka Z. Attachment and Mentalization in Humans: The development of the affective self. In Jurist E, Slade A, Bergner S. (Eds.), J Mind to mind: Infant Research, Neuroscience and Psychoanalysis, New York: Other Press 2008; 50-87.
[15] Blatt SJ, Blass R. Relatedness and self-definition: A dialectical model of personality development. In Noam GG & Fischer K. W. (Eds.), J Development and Vulnerabilities in Close Relationships (p. 309-38). Hillsdale, NJ: Erlbaum 1996.
[16] Gratz KL, Roemer L. Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure, and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2004; 26(1): 41-54.
[17] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Personality and Social Psychology 2003; 85(2): 348. PMID: 12916575
[18] Hofmann SG, Kashdan TB. The affective style questionnaire: development and psychometric properties. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(2): 255-63.
[19] Burton CL, Bonanno GA. Measuring ability to enhance and suppress emotional expression: The Flexible Regulation of Emotional Expression (FREE) Scale. J Psychological Assessment 2016; 28(8): 929.
[20] Niven K, Totterdell P, Stride CB, Holman D. Emotion Regulation of Others and Self (EROS): The development and validation of a new individual difference measure. Current Psychology 2011; 30(1): 53-73.
[21] Garnefski N, Kraaij V, Spinhoven P. J Manual for the Use of the Cognitive Emotion Regulation Questionnaire. Leiderdorp, The Netherlands: DATEC 2002.
[22] Litman JA. The COPE inventory: Dimensionality and relationships with approach-and avoidance- motives and positive and negative traits. J Personality and Individual Differences 2006; 41(2): 273-84.
[23] Matud MP. Gender differences in stress and coping styles. J Personality and Individual Differences 2004; 37(7): 1401-15.
[24] Fonagy P, Luyten P, Moulton-Perkins A, Lee YW, Warren F, Howard S, et al. Development and validation of a self-report measure of mentalizing: The reflective functioning questionnaire. PloS ONE 2016; 11(7): e0158678.
[25] Bagby RM, Parker JD, Taylor GJ. The twenty-item Toronto Alexithymia ScaleÐI. Item selection and cross-validation of the factor structure. J Psychosomatic Research 1994; 38(1): 23-32.
[26] Behar E, McGowan SK, McLaughlin KA, Borkovec TD, Goldwin M, Bjorkquist O. Concreteness of positive, negative, and neutral repetitive thinking about the future. J Behavior Therapy 2012; 43(2): 300-12.
[27] Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PLoS ONE 2017; 12(10): e0185264.
[28] Rinaldi T, Castelli I, Greco A, Greenberg DM, Jurist E, Valle A, Marchetti A. The Mentalized Affectivity Scale (MAS): Development and validation of the Italian version. PLOS ONE 2021; 16(4): e0249272.
[29] Homan HA. Psychological and educational measurements (technique for preparing tests and questionnaires). 16th Edition, Tehran: SAMT Publication 2009.
[30] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Personality and Social Psychology 2003; 85(2):348-62.
[31] Berking M, Znoj H. Entwicklung und Validierung eines Fragebogens zur standardisierten Selbsteinschätzung emotionaler Kompetenzen (SEK-27). J Zeitschrift für Psychiatrie, Psychologie und Psychotherapie 2008; 56: 141-53.
[32] Bjureberg J, Ljotsson B, Tull MT, Hedman E, Sahlin H, Lundh LG, et al. Development and Validation of a Brief Version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale: The DERS-16. J Psychopathol Behav Assess 2016; 38(2): 284-96.
[33] Hofmann SG, Kashdan TB. The affective style questionnaire: Development and psychometric properties. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(2): 255-63.
[34] Najarian B, Davoodi I. Construction and validation of a short form of the SCL-90-R (SCL-25). J Psychology 2001; 5(2): 136-49.
[35] O'Keefe-McCarthy S, McGillion M, Nelson S, Clarke S, McFetridge-Durdle J, Watt-Watson J. Content validity of the Toronto Pain Management Inventory-Acute Coronary Syndrome Version. J Cardiovascular Nursing 2014; 24(2).
[36] Abdollahpour E, Nejat S, Nourozian M, Majdzadeh R. The process of content validity in instrument development. J Iranian Epidemiology 2010; 6(4): 66-74.
[37] Hashemian SS, shams G, ashayeri H, modares gharavi, morteza. Investigating the effect of the principles of emotion expression rules on positive / negative emotional experience. J Fundamentals of Mental Health 2016; 18(6): 338-42.
[38] Matsumoto D. American-Japanese cultural diffeences in judgements of expression intensity and subjective experience. J Cogn Emot 1999; 13(2): 201-18.
[39] Narimani M, Ariapooran S, Abolghasemi A, Ahadi B. Effectiveness of mindfulness-based stress reduction and emotion regulation training in the affect and mood of chemical weapons victims. Arak University of J Med Sci 2012; 15(2): 107-18.
[40] Badan Firoz A, Makvand Hosseini S, Mohammadifar MA. The relationship of emotion regulation with depression and anxiety symptoms of university students: The Mediating Role of Mindfulness. J Cognition Psychology & Psychiatry 2017; 4(2): 24-38.
[41] Bylsma LM, Morris BH, Rottenberg J. A meta-analysis of emotional reactivity in major depressive disorder. Clinical Psychology Review 2008; 28(4): 676-691.
[42] Gross JJ, Handbook of Emotion Regulation. New York: Guilford Press. J Individual Diffeences 2007; 30, 1311-27.
[2] Gross JJ. Antecedent- and response-focused emotion regulation: Divergent consequences for experience, expression, and physiology. J Personality and Social Psychology 1998a; 74: 224-37.
[3] Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. J Psychological Inquiry 2015; 26(1): 1-26.
[4] Waters SF, Virmani EA, Thompson RA, Meyer S, Raikes HA, Jochem R. Emotion regulation and attachment: Unpacking two constructs and their association. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(1): 37-47.
[5] Aldao A, Nolen-Hoeksema S, Schweizer S. Emotion-regulation strategies across psychopathology: A meta-analytic review. J Clinical Psychology Review 2010; 30(2): 217-37. 4
[6] Jurist EL. Minding emotions. New York: Guilford Press 2018.
[7] Eisenberg N, Spinrad TL. Emotion-related regulation: Sharpening the definition. J Child Development 2004; 75(2): 334-9.
[8] Thompson RA. Emotion regulation: A theme in search of definition. J Monographs of the Society for Research in Child Development 1994; 59(2-3): 25-52.
[9] Fonagy P, Bateman AW. Luyten P. Introduction and overview. In Bateman AW, Fonagy P. (Eds), Handbook of Mentalizing in Mental Health Practice, Arlington, Virginia: American Psychiatric Publishing 2012.
[10] Fonagy P, Campbell C. Bad blood revisited: Attachment and psychoanalysis. J British Psychotherapy 2015; 31(2): 229-50.
[11] Sharp C, Pane H, Ha C, Venta A, Patel AB, Sturek J, et al. Theory of mind and emotion regulation difficulties in adolescents with borderline traits. The American Academy of Child & Adolescent Psychiatry 2011; 50(6): 563-73.
[12] Jurist EL. Mentalized affectivity. J Psychoanalytic Psychology 2005; 22(3): 426.
[13] Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PLoS ONE 2017; 12(10): e0185264.
[14] Gergely G, Unoka Z. Attachment and Mentalization in Humans: The development of the affective self. In Jurist E, Slade A, Bergner S. (Eds.), J Mind to mind: Infant Research, Neuroscience and Psychoanalysis, New York: Other Press 2008; 50-87.
[15] Blatt SJ, Blass R. Relatedness and self-definition: A dialectical model of personality development. In Noam GG & Fischer K. W. (Eds.), J Development and Vulnerabilities in Close Relationships (p. 309-38). Hillsdale, NJ: Erlbaum 1996.
[16] Gratz KL, Roemer L. Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure, and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2004; 26(1): 41-54.
[17] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Personality and Social Psychology 2003; 85(2): 348. PMID: 12916575
[18] Hofmann SG, Kashdan TB. The affective style questionnaire: development and psychometric properties. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(2): 255-63.
[19] Burton CL, Bonanno GA. Measuring ability to enhance and suppress emotional expression: The Flexible Regulation of Emotional Expression (FREE) Scale. J Psychological Assessment 2016; 28(8): 929.
[20] Niven K, Totterdell P, Stride CB, Holman D. Emotion Regulation of Others and Self (EROS): The development and validation of a new individual difference measure. Current Psychology 2011; 30(1): 53-73.
[21] Garnefski N, Kraaij V, Spinhoven P. J Manual for the Use of the Cognitive Emotion Regulation Questionnaire. Leiderdorp, The Netherlands: DATEC 2002.
[22] Litman JA. The COPE inventory: Dimensionality and relationships with approach-and avoidance- motives and positive and negative traits. J Personality and Individual Differences 2006; 41(2): 273-84.
[23] Matud MP. Gender differences in stress and coping styles. J Personality and Individual Differences 2004; 37(7): 1401-15.
[24] Fonagy P, Luyten P, Moulton-Perkins A, Lee YW, Warren F, Howard S, et al. Development and validation of a self-report measure of mentalizing: The reflective functioning questionnaire. PloS ONE 2016; 11(7): e0158678.
[25] Bagby RM, Parker JD, Taylor GJ. The twenty-item Toronto Alexithymia ScaleÐI. Item selection and cross-validation of the factor structure. J Psychosomatic Research 1994; 38(1): 23-32.
[26] Behar E, McGowan SK, McLaughlin KA, Borkovec TD, Goldwin M, Bjorkquist O. Concreteness of positive, negative, and neutral repetitive thinking about the future. J Behavior Therapy 2012; 43(2): 300-12.
[27] Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PLoS ONE 2017; 12(10): e0185264.
[28] Rinaldi T, Castelli I, Greco A, Greenberg DM, Jurist E, Valle A, Marchetti A. The Mentalized Affectivity Scale (MAS): Development and validation of the Italian version. PLOS ONE 2021; 16(4): e0249272.
[29] Homan HA. Psychological and educational measurements (technique for preparing tests and questionnaires). 16th Edition, Tehran: SAMT Publication 2009.
[30] Gross JJ, John OP. Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. J Personality and Social Psychology 2003; 85(2):348-62.
[31] Berking M, Znoj H. Entwicklung und Validierung eines Fragebogens zur standardisierten Selbsteinschätzung emotionaler Kompetenzen (SEK-27). J Zeitschrift für Psychiatrie, Psychologie und Psychotherapie 2008; 56: 141-53.
[32] Bjureberg J, Ljotsson B, Tull MT, Hedman E, Sahlin H, Lundh LG, et al. Development and Validation of a Brief Version of the Difficulties in Emotion Regulation Scale: The DERS-16. J Psychopathol Behav Assess 2016; 38(2): 284-96.
[33] Hofmann SG, Kashdan TB. The affective style questionnaire: Development and psychometric properties. J Psychopathology and Behavioral Assessment 2010; 32(2): 255-63.
[34] Najarian B, Davoodi I. Construction and validation of a short form of the SCL-90-R (SCL-25). J Psychology 2001; 5(2): 136-49.
[35] O'Keefe-McCarthy S, McGillion M, Nelson S, Clarke S, McFetridge-Durdle J, Watt-Watson J. Content validity of the Toronto Pain Management Inventory-Acute Coronary Syndrome Version. J Cardiovascular Nursing 2014; 24(2).
[36] Abdollahpour E, Nejat S, Nourozian M, Majdzadeh R. The process of content validity in instrument development. J Iranian Epidemiology 2010; 6(4): 66-74.
[37] Hashemian SS, shams G, ashayeri H, modares gharavi, morteza. Investigating the effect of the principles of emotion expression rules on positive / negative emotional experience. J Fundamentals of Mental Health 2016; 18(6): 338-42.
[38] Matsumoto D. American-Japanese cultural diffeences in judgements of expression intensity and subjective experience. J Cogn Emot 1999; 13(2): 201-18.
[39] Narimani M, Ariapooran S, Abolghasemi A, Ahadi B. Effectiveness of mindfulness-based stress reduction and emotion regulation training in the affect and mood of chemical weapons victims. Arak University of J Med Sci 2012; 15(2): 107-18.
[40] Badan Firoz A, Makvand Hosseini S, Mohammadifar MA. The relationship of emotion regulation with depression and anxiety symptoms of university students: The Mediating Role of Mindfulness. J Cognition Psychology & Psychiatry 2017; 4(2): 24-38.
[41] Bylsma LM, Morris BH, Rottenberg J. A meta-analysis of emotional reactivity in major depressive disorder. Clinical Psychology Review 2008; 28(4): 676-691.
[42] Gross JJ, Handbook of Emotion Regulation. New York: Guilford Press. J Individual Diffeences 2007; 30, 1311-27.
Investigating the Psychometric Properties of the Persian Version of the Mentalized Affectivity Scale in Students: A Descriptive Study
Mozhgan Lotfi[5], Sayed Ali Sharifi Fard[6], Mahdi Amini[7], Maryam Zolgharnein[8]
Received: 20/09/22 Sent for Revision: 29/10/22 Received Revised Manuscript: 28/02/23 Accepted: 01/03/23
Background and Objectives: Mental affectivity is a new perspective on emotion regulation. This view has introduced a new aspect in emotional regulation. The aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Persian version of the Mentalized Affectivity Scale in university students.
Materials and Methods: The research method is cross-sectional and factor analysis. Its statistical population was all the students of public universities in Tehran City who were selected in a random multi-stage cluster method (academic year 2020-2021). The sample size included 500 participants, out of which 492 people were included in the analysis. Following tools were used in this study: Emotion Regulation Questionnaire (ERQ), Emotion Regulation Skills Questionnaire (ERSQ), Difficulties in Emotion Regulation Scale (DERS), Affective Style Questionnaire (ASQ), Symptom Checklist-25 (SCL), and the Mentalized Affectivity Scale (MAS). In order to analyze the data, confirmatory and exploratory factor analysis, as well as Cronbach's alpha reliability and criterion validity methods were used.
Results: The results showed that this scale has desirable psychometric properties. Exploratory and confirmatory factor analysis confirmed the three-component model of this scale. Cronbach's alpha coefficient was 0.91 for the whole scale, and 0.91, 0.85, and 0.64 for the three components of identification, processing, and expression, respectively.
Conclusion: Considering the desirable psychometric properties of the Mentalized Affectivity Scale, this scale can be used by researchers in psychological studies, focusing on the student community. It seems necessary to observe caution in using these instruments for other statistical communities.
Key words: Emotion regulation, Mentalized affectivity, Psychometric properties
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: This study is approved by the Ethics Committee of Iran University of Medical Sciences (IR.IUMS.REC.1398.1095).
How to cite this article: Lotfi Mozhgan, Sharifi Fard Sayed Ali, Amini Mahdi, Zolgharnein Maryam. Investigating the Psychometric Properties of the Persian Version of the Mentalized Affectivity Scale in Students: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2023; 21 (12): 1229-48. [Farsi]
[1]- استادیار، گروه سلامت روان، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران
[2]- کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران
[3]- استادیار، گروه اعتیاد، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران.
تلفن: 66551655-021، دورنگار: 66551655-021، اپست الکترونیکی: amini.mh@iums.ac.ir
تلفن: 66551655-021، دورنگار: 66551655-021، اپست الکترونیکی: amini.mh@iums.ac.ir
[4]- کارشناسی ارشد مشاوره توانبخشی، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه علامه طباطبایی، تهران، ایران.
[5]- Assistant Prof., Dept.of Mental Health, School of Behavioral Sciences and Mental Health (Tehran Institute of Psychiatry), Iran University of Medical Sciences, Tehran, Iran
[6]- MSc in Clinical Psychology, School of Psychology and Educational Sciences, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
[7]- Assistant Prof., Addiction Dept., School of Behavioral Sciences and Mental Health (Tehran Institute of Psychiatry), Iran University of Medical Sciences, Tehran, Iran, ORCID: 0000-0002-3423-9509
(Corresponding Author) Tel: (021) 66551655, Fax: (021) 66551655, E-mail: amini.mh@iums.ac.ir
(Corresponding Author) Tel: (021) 66551655, Fax: (021) 66551655, E-mail: amini.mh@iums.ac.ir
[8]- MSc in Rehabilitation Counseling, Faculty of Psychology and Educational Sciences, Allameh Tabatabai University, Tehran, Iran
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانپزشكي
دریافت: 1401/5/27 | پذیرش: 1401/12/13 | انتشار: 1401/12/28
دریافت: 1401/5/27 | پذیرش: 1401/12/13 | انتشار: 1401/12/28
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
