جلد 25، شماره 1 - ( 3-1405 )
جلد 25 شماره 1 صفحات 36-19 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.UMA.REC.1404.004
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Basharpoor S, Ahmadi S. Investigating the Factor Structure and Validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian Students: A Descriptive Study. JRUMS 2026; 25 (1) :19-36
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7872-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-7872-fa.html
بشرپور سجاد، احمدی شیرین. بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1405; 25 (1) :19-36
دانشگاه محقق اردبیلی
متن کامل [PDF 889 kb]
(5 دریافت)
| چکیده (HTML) (6 مشاهده)
جدول 1- میانگین و انحراف معیار نمرات شرکتکنندهها در باورهای شخصیتی ناکارآمد، پنج عاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
شکل 1- خروجی ضرایب مسیر و مقادیر بارهای عاملی و ضرایب تعیین مدل اندازهگیری سازه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
شکل 2- خروجی مقدار t-value در حالت معناداری مدل اندازهگیری سازه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
References
Investigating the Factor Structure and Validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian Students: A Descriptive Study
Sajjad Basharpoor [3], Shirin Ahmadi[4]
Received: 02/11/25 Sent for Revision: 05/01/26 Received Revised Manuscript: 04/04/26 Accepted: 05/04/26
Background and Objectives: Despite the important theoretical role of dysfunctional personality beliefs in explaining psychopathology, the limited evidence regarding a stable factor structure and the adequacy of measuring this construct within the Iranian cultural context underscores the necessity of validating related assessment instruments.The present study was conducted with the aim of investigating the factor structure and validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian students.
Materials and Methods: The current study was descriptive and correlational. The statistical population included all students of the University of Mohaghegh Ardabili in the academic year 2025, from whom 300 participants were selected using a multistage cluster random sampling method. Data were collected using the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire. To examine convergent and divergent validity, the Five-Factor Personality Questionnaire and the Dysfunctional Attitudes Scale were also administered. The data were analyzed using descriptive statistics and inferential methods, including confirmatory factor analysis, reliability assessment, convergent and divergent validity, and Pearson’s correlation coefficient.
Results: The results showed that this scale had a desirable internal consistency (α=0.82). The fit indices in exploratory and confirmatory factor analyses also confirmed its appropriate validity. Furthermore, no significant relationship was observed between the five‑factor personality dimensions and dysfunctional personality beliefs (p>0.05), indicating desirable divergent validity. In contrast, a significant correlation was found between dysfunctional attitudes and the dimensions of dysfunctional personality beliefs, indicating appropriate convergent validity of the scale (p<0.01).
Conclusion: The results of the current study indicated that the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire has satisfactory validity and reliability and can be used as a reliable instrument for assessing this construct.
Keywords: Factor analysis, Dysfunctional personality beliefs, Students
Funding: This study was funded by Mohaghegh Ardabili University of Medical Sciences.
Conflict of interest: None declared.
Ethical considerations: The Ethics Committee of Mohaghegh Ardabili University of Medical Sciences approved the study (IR.UMA.REC.1404.004).
Authors’ contributions:
- Conceptualization: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
- Methodology: Shirin Ahmadi
- Data collection: Shirin Ahmadi
- Formal analysis: Shirin Ahmadi
- Supervision: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
- Project administration: Sajjad Basharpoor
- Writing- original draft: Shirin Ahmadi
- Writing – review & editing: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
تلفن: 09141402212، پست لکترونیکی: Basharpoor_sajjad@uma.ac.ir
ORCID:0000-000229202605
(Corresponding Author) Tel: 09141402212, E-mail: basharpoor_sajjad@uma.ac.ir
متن کامل: (2 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، فروردین 1405، 36-19
بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی: یک مطالعه توصیفی
سجاد بشرپور[1]، شیرین احمدی[2]
دریافت مقاله: 11/08/1404 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 15/10/1404 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 15/01/1405 پذیرش مقاله: 16/01/1405
چکیده
زمینه و هدف: با وجود نقش نظری مهم باورهای شخصیتی ناکارآمد در تبیین آسیبشناسی روانی، کمبود شواهد درباره ساختار عاملی پایدار و کفایت سنجش این سازه در بافت فرهنگی ایران، ضرورت اعتباریابی ابزارهای مرتبط را آشکار میسازد. مطالعه حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی بود. جامعه آماری شامل همه دانشجویان دانشگاه محقق اردبیلی در سال تحصیلی ۱۴۰۴ بود که از میان آنها ۳۰۰ نفر با روش نمونهگیری تصادفی خوشهای انتخاب شدند. برای گردآوری دادهها از پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد استفاده شد و بهمنظور بررسی روایی همگرا و واگرا، پرسشنامههای پنجعاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد نیز اجراء گردید. دادهها با استفاده از آمار توصیفی و روشهای استنباطی شامل تحلیل عاملی تأییدی، بررسی پایایی، روایی همگرا و واگرا و ضریب همبستگی پیرسون تجزیه و تحلیل شدند.
یافتهها: نتایج نشان داد این مقیاس از پایایی درونی مطلوبی برخوردار است (82/0=α). شاخصهای برازش در تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی نیز روایی مناسب آن را تأیید کرد. همچنین، بین ابعاد پنجعاملی شخصیت و باورهای شخصیتی ناکارآمد رابطه معناداری مشاهده نشد (05/0<P) که بیانگر روایی واگرا مطلوب است. در مقابل، بین نگرشهای ناکارآمد و ابعاد باورهای شخصیتی ناکارآمد همبستگی معنادار وجود داشت که نشاندهنده روایی همگرای مناسب مقیاس است (01/0>P).
نتیجهگیری: نتایج مطالعه حاضر نشان داد پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است و میتواند بهعنوان ابزاری قابلاعتماد برای سنجش این سازه مورد استفاده قرار گیرد.
واژههای کلیدی: تحلیل عاملی، باورهای شخصیتی ناکارآمد، دانشجویان
ارجاع: بشرپور س، احمدی ش. بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی. سال 1405، دوره 25، شماره 1، صفحات: 36-19.
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 25، فروردین 1405، 36-19
بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی: یک مطالعه توصیفی
سجاد بشرپور[1]، شیرین احمدی[2]
دریافت مقاله: 11/08/1404 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 15/10/1404 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 15/01/1405 پذیرش مقاله: 16/01/1405
چکیده
زمینه و هدف: با وجود نقش نظری مهم باورهای شخصیتی ناکارآمد در تبیین آسیبشناسی روانی، کمبود شواهد درباره ساختار عاملی پایدار و کفایت سنجش این سازه در بافت فرهنگی ایران، ضرورت اعتباریابی ابزارهای مرتبط را آشکار میسازد. مطالعه حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام شد.
مواد و روشها: پژوهش حاضر توصیفی و از نوع همبستگی بود. جامعه آماری شامل همه دانشجویان دانشگاه محقق اردبیلی در سال تحصیلی ۱۴۰۴ بود که از میان آنها ۳۰۰ نفر با روش نمونهگیری تصادفی خوشهای انتخاب شدند. برای گردآوری دادهها از پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد استفاده شد و بهمنظور بررسی روایی همگرا و واگرا، پرسشنامههای پنجعاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد نیز اجراء گردید. دادهها با استفاده از آمار توصیفی و روشهای استنباطی شامل تحلیل عاملی تأییدی، بررسی پایایی، روایی همگرا و واگرا و ضریب همبستگی پیرسون تجزیه و تحلیل شدند.
یافتهها: نتایج نشان داد این مقیاس از پایایی درونی مطلوبی برخوردار است (82/0=α). شاخصهای برازش در تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی نیز روایی مناسب آن را تأیید کرد. همچنین، بین ابعاد پنجعاملی شخصیت و باورهای شخصیتی ناکارآمد رابطه معناداری مشاهده نشد (05/0<P) که بیانگر روایی واگرا مطلوب است. در مقابل، بین نگرشهای ناکارآمد و ابعاد باورهای شخصیتی ناکارآمد همبستگی معنادار وجود داشت که نشاندهنده روایی همگرای مناسب مقیاس است (01/0>P).
نتیجهگیری: نتایج مطالعه حاضر نشان داد پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است و میتواند بهعنوان ابزاری قابلاعتماد برای سنجش این سازه مورد استفاده قرار گیرد.
واژههای کلیدی: تحلیل عاملی، باورهای شخصیتی ناکارآمد، دانشجویان
ارجاع: بشرپور س، احمدی ش. بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی. سال 1405، دوره 25، شماره 1، صفحات: 36-19.
مقدمه
مفهوم آسیبشناسی شخصیت، بهدلیل پیچیدگی در تعریف و توصیف دقیق آن، همواره یکی از چالشهای اساسی روانشناسی بالینی بوده است (1). این چالش در بحثهای اخیر پیرامون بازنگری سیستم تشخیصی اختلالات شخصیت در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی نیز بازتاب یافته است (2). اگرچه دیدگاههای مختلفی وجود دارد، اغلب نظریهپردازان بر چهار فرآیند روانشناختی شناخت، عاطفه، انگیزه و رفتار به عنوان حوزههای اصلی شخصیت توافق دارند (4، 3). با وجود این، هیچ نظام تشخیصی تاکنون همه این ابعاد را به طور یکپارچه در ارزیابی شخصیت لحاظ نکرده است. ازاینرو، بررسی ابزارهایی که بتوانند باورهای ناکارآمد مرتبط با اختلالات شخصیت را بهطور خاص ارزیابی کنند، اهمیت دارد (5). نظریههای شخصیت عادی و نابهنجار، شخصیت را ساختاری نسبتاً پایدار از شناخت، عاطفه و انگیزه میدانند که نحوه ادراک و واکنش فرد به محیط را تعیین میکند (8-6). نظریه شناختی نیز بر این باور است که تعامل بین عوامل ژنتیکی و تجربیات محیطی، طرح وارههای شناختی را شکل میدهد که در تفسیر و معنا دادن به رویدادها نقش دارند (9). در اختلالات شخصیت، این طرحوارهها به صورت باورهای منفی و خطاهای شناختی آشکار میشوند که موجب بروز هیجآنها و رفتارهای ناسازگار میگردند (11، 10). انتقادات اخیر به راهنمای تشخیصی و آماری اختلالهای روانی، ویرایش پنجم نشان میدهد که معیارهای موجود برای بسیاری از اختلالات شخصیت، چهار فرآیند اصلی را به طور متوازن پوشش نمیدهند (15-12). برای مثال، باورهای ناسازگار در اختلالات وابسته یا ضداجتماعی چندان برجسته نیستند، در حالیکه در اختلال پارانویید نقش اصلی را دارند (16).
بر اساس دیدگاه شناختی، باورهای اصلی ناکارآمد منبع شکلگیری افکار، هیجانات و رفتارهای ناسازگار هستند (18، 17). این باورها بهعنوان طرحوارههای بنیادین ذهنی، الگوهای تفسیری و رفتاری خاصی را ایجاد میکنند که در اختلالات شخصیت به صورت الگوهای ثابت شناختی و رفتاری تظاهر مییابند (19). در این راستا، Beck و همکارش پرسشنامه باورهای شخصیتی را بهمنظور ارزیابی باورهای مرکزی فرضی زیربنای اختلالات شخصیتی شناسایی شده در آن زمان ایجاد کردند (20). Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). پژوهشها نشان میدهند که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در نسخههای مختلف (مانند برزیلی و ترکی) از ویژگیهای روانسنجی قوی، پایایی و اعتبار مطلوبی برخوردار است و ابزاری عملی برای سنجش این باورها محسوب میشود (23، 22). ارزیابی باورهای شخصیتی ناکارآمد به عنوان بخشی کلیدی از فرآیند مفهومسازی مورد و تصمیمگیری بالینی، با استفاده از ابزارهای معتبری مانند پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد، امکان جمعآوری اطلاعات نظاممند و تهیه نمایه شخصیتی مبتنی بر محتوای شناختی هر فرد را فراهم میسازد (24). Fournier و همکاران با تحلیل ساختار عاملی باورهای شخصیتی ناکارآمد، هفت عامل را شناسایی کردند که در آن باورهای مرتبط با اختلالات شخصیت وابسته و اجتنابی در یک عامل واحد اشباع شده بودند (25).
اگرچه پرسشنامههای سنجش باورهای شخصیتی ناکارآمد در مطالعات بینالمللی مورد استفاده قرار گرفتهاند (23-20)، اما هیچ مطالعهای تاکنون به بررسی ویژگیهای روانسنجی این ابزار در جامعه دانشجویی ایران نپرداخته است. این در حالی است که شکلگیری و تظاهر باورهای ناکارآمد میتواند تحت تأثیر عوامل فرهنگی و بافت آموزشی منحصربهفرد باشد. بر همین اساس، پژوهش حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام گرفت.
مواد و روشها
پژوهش حاضر از لحاظ هدف کاربردی و از نظر ماهیت و روش توصیفی است. این پژوهش با کد اخلاق IR.UMA.REC.1404.004 به تصویب رسیده است. جامعه آماری شامل کلیه دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 بود. نمونهگیری به شیوه تصادفی خوشهای چندمرحلهای انجام شد. بدین صورت که ابتداء فهرست دانشکدههای دانشگاه محقق اردبیلی تهیه و چند دانشکده با استفاده از قرعهکشی از میان آنها انتخاب شد. در مرحله بعد، از هر دانشکده منتخب فهرست کلاسهای درسی تهیه و چند کلاس با روش قرعهکشی بهعنوان خوشه انتخاب گردید. سپس تمامی دانشجویان حاضر در کلاسهای انتخاب شده که تمایل به همکاری داشتند و ملاکهای ورود به پژوهش را دارا بودند، وارد مطالعه شدند. این ملاکها شامل نداشتن اختلال روانپزشکی شدید (نظیر اسکیزوفرنی، اختلال دوقطبی یا افسردگی اساسی شدید)، دانشجو بودن در سال تحصیلی مورد نظر و ارائه رضایتنامه آگاهانه بود. همچنین، ملاکهای خروج از پژوهش شامل ارائه پاسخهای غیرواقعی یا ناقص به پرسشنامهها، بروز علائم روانی یا رفتاری بحرانی در حین مطالعه و دریافت همزمان خدمات رواندرمانی یا مشاورهای فعال در نظر گرفته شد.
برای تعیین حجم نمونه، از دستورالعملهای روششناختی ارائه شده در مراجع معتبر تحلیل عاملی استفاده شد. بر اساس یک قاعده رایج که در این منابع تأیید شده است، برای اجرای تحلیل عاملی وجود حداقل ۱۰۰ تا ۲۰۰ شرکتکننده و نیز بین ۵ تا ۱۰ مشاهده به ازای هر گویه توصیه میشود (26). با توجه به اینکه پرسشنامه مورد استفاده در این پژوهش شامل ۵۷ گویه بود، حداقل حجم نمونه لازم بر اساس معیار ۵ مشاهده به ازای هر گویه، ۲۸۵ نفر محاسبه شد. بنابراین، انتخاب حجم نمونه ۳0۰ نفری از هر دو معیار حداقلی فراتر بوده و هم شرط کفایت حجم کلی نمونه (بیش از ۲۰۰ نفر) و هم شرط نسبت مشاهده به گویه (بیش از ۵ مشاهده برای هر گویه) را بهطور همزمان برآورده میکند. این حجم نمونه برای دستیابی به برآوردهای پارامتری پایدار، افزایش توان تحلیل و کاهش تأثیر ریزش احتمالی آزمودنیها کافی و مناسب ارزیابی شد. از نمونهها ویژگیهای جمعیتشناختی مانند سن، جنسیت، مقطع تحصیلی، محل سکونت و وضعیت اقتصادی نیز گردآوری شد. همچنین، ابزارهای پژوهش باورهای شخصیتی ناکارآمد، نگرشهای ناکارآمد و پنج عاملی شخصیت بودند.
پرسشنامه باورهای شخصیتی-فرم کوتاه (Personality Belief Questionnaire): پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد توسط Fournier و همکاران طراحی شده است (25). این ابزار شامل 57 سؤال است که به منظور اندازهگیری ابعاد باورهای ناکارآمد مرتبط با اختلالات شخصیتی به کار میرود و به ارزیابی 10 نوع اختلال شخصیت میپردازد: پارانوئید (7 سؤال)، اسکیزوئید (6 سؤال)، ضداجتماعی (5 سؤال)، مرزی (2 سؤال)، هیستریونیک (6 سؤال)، خودشیفته (6 سؤال)، اجتنابی (5 سؤال)، وابسته (7 سؤال)، وسواسی-اجباری (7 سؤال) و منفعل-پرخاشگر (6 سؤال). به عنوان مثال، سؤالاتی مانند «من نمیتوانم احساسات ناخوشایند را تحمل کنم» (اجتنابکننده) و «اگر دوست داشته نشوم، همیشه ناراضی خواهم بود» (وابسته) در این پرسشنامه وجود دارد. پاسخها بر اساس مقیاس 5 درجهای لیکرت از 0 (من اصلاً باور ندارم) تا 4 (کاملاً معتقدم) نمرهگذاری میشوند. امتیازات هر خرده پرسشنامه با استفاده از فرمولهای موجود در کلید امتیازدهی محاسبه میگردند. تمامی سؤالات در یک جهت نمرهگذاری میشوند؛ به این معنا که امتیازات بالاتر نشان دهنده افزایش سطح اختلال در باورهای شخصیتی است. ضریب آلفای کرونباخ این پرسشنامه در بازه 94/0 تا 85/0 گزارش شده است (27). ضریب آلفای کرونباخ تمامی خرده مقیاسهای این پرسشنامه در پژوهشی در دامنه 71/0 تا 80/0 بهدست آمد (28).
در فرآیند ترجمه و بومیسازی این پرسشنامه برای جامعه مورد مطالعه، ساختار عاملی و ماهیت سؤالات نسخه اصلی کاملاً حفظ شد. سپس توسط یک کارشناس ارشد زبان انگلیسی ترجمه معکوس گردید و بعد از اطمینان از ترجمه، عبارتها در اختیار 5 تن از روانشناسان عضو هیات علمی دانشگاه قرار گرفت. تا اطمینان حاصل شود که مفهوم هر گویه بدون تغییر باقی مانده است. بنابراین، نسخه مورد استفاده در این پژوهش از نظر تعداد عوامل، تعداد گویهها و محتوای آنها با نسخه اصلی (مرجع) یکسان است.
پرسشنامه نگرشهای ناکارآمد (Dysfunctional Attitudes Questionnaire): این پرسشنامه توسط Weissman و Beck ساخته شد (29). این پرسشنامه به منظور سنجش نگرشهای زیر بنایی محتوای شناختی علائم افسردگی بر اساس نظریه Beck ساخته شده است. این پرسشنامه دارای ۴۰ عبارت میباشد. نمرهگذاری به شیوه درجهبندی روی پرسشنامه ۷ درجهای صورت میگیرد (کاملاً موافقم=7، خیلی موافقم=6، کمی موافقم=5، بیطرف=4، کمی مخالف=3، خیلی مخالف=2 و کاملاً مخالفم=1) و دامنه نمرات از 40 تا 280 که نمرات بالای 140 نشان دهنده نگرش ناکارآمد بالا میباشد. تحقیقات در زمینه اعتبار و پایایی پرسشنامه نگرشهای ناکارآمد در جمعیت عادی و بالینی نشان داد که آلفای کرونباخ 85/0 اعتبار سازه آن از طریق همبستگی آن با آزمون افسردگی Beck، 47/0 و با پرسشنامه افکار-خودآیند 47/0 است. در ایران ضریب پایایی آن را پس از ۶ هفته 90/0 و اعتبار آن از طریق همبستگی نمرات نگرشهای ناکارآمد با نمرات افسردگی را معادل 65/0 و آلفای کرونباخ آن را 75/0 بهدست آوردند (30). در پژوهش حاضر، پایایی به روش همسانی درونی با محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برای نمره کل نگرشهای ناکارآمد 84/0 بهدست آمد.
پرسشنامه پنج عاملی شخصیت (Five-factor personality questionnaire): McCrae و همکارش نسخه کوتاه پرسشنامه پنج عاملی شخصیت را در سال 1989 طراحی کردند که شامل 60 آیتم است (31). این پرسشنامه به اندازهگیری پنج عامل اصلی شخصیت، یعنی برونگرایی، مردمآمیزی، وجدان، روانرنجوری و گشودگی به تجربه میپردازد و هر عامل با 12 آیتم ارزیابی میشود. نمرهگذاری این پرسشنامه بر اساس مقیاس لیکرت 1 تا 5 انجام میشود. در تحقیق McCrae و همکارش، همبستگی بین نسخه کوتاه و نسخه بلند معادل 68/0 بود و پایایی درونی مطلوبی را نشان داد (31). همچنین، در پژوهش Anisi و همکاران، ضریب آلفای کرونباخ برای عاملهای مختلف به ترتیب برابر با 83/0 برای وظیفهشناسی، 80/0 برای روانآزردگی، 60/0 برای توافقپذیری، 58/0 برای برونگرایی و 39/0 برای گشودگی به تجربه بهدست آمد (32). در پژوهش حاضر، پایایی به روش همسانی درونی با محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برای پنج عامل اصلی شخصیت در دامنه 91/0 -89/0 بهدست آمد.
دادههای جمعآوری شده در این پژوهش با استفاده از نرمافزارهای SPSS نسخه 25 و Smart PLS نسخه 3 و با روش آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار) و آمار استنباطی (تحلیل عاملی تأییدی، بررسی پایایی (آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی)، روایی همگرا و واگرا و ضریب همبستگی) تحلیل شد. سطح معنیداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
از مجموع ۳۰۰ شرکتکننده، تعداد 151 دانشجوی پسر (33/50 درصد) با دامنه سنی ۲۱ تا ۳۹ سال، میانگین سنی 11/29 سال و انحراف معیار 14/4 سال و 149 دانشجوی دختر (67/49 درصد) با دامنه سنی ۲۰ تا ۳۸ سال، میانگین سنی 19/28 سال و انحراف معیار 79/4 سال در این پژوهش شرکت داشتند. همچنین، ۱۶۶ نفر (33/55 درصد) در مقطع کارشناسی، ۹۴ نفر (33/31 درصد) در مقطع کارشناسی ارشد و ۴۰ نفر (33/13 درصد) در مقطع دکتری مشغول به تحصیل بودند. از نظر محل سکونت، ۱۹۵ نفر (۶۵ درصد) در خوابگاههای دولتی، ۶۰ نفر (۲۰ درصد) در خانههای دانشجویی و ۴۵ نفر (۱۵ درصد) با خانواده زندگی میکردند. همچنین، بر اساس خوداظهاری شرکتکنندگان، وضعیت اقتصادی ۸۰ نفر (67/26 درصد) خوب، ۱۹۰ نفر (33/63 درصد) متوسط و ۳۰ نفر (۱۰ درصد) ضعیف گزارش شد.
نتایج جدول 1، میانگین و انحراف معیار نمرات شرکتکنندهها در باورهای شخصیتی ناکارآمد، پنج عاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد را نشان میدهد.
مفهوم آسیبشناسی شخصیت، بهدلیل پیچیدگی در تعریف و توصیف دقیق آن، همواره یکی از چالشهای اساسی روانشناسی بالینی بوده است (1). این چالش در بحثهای اخیر پیرامون بازنگری سیستم تشخیصی اختلالات شخصیت در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی نیز بازتاب یافته است (2). اگرچه دیدگاههای مختلفی وجود دارد، اغلب نظریهپردازان بر چهار فرآیند روانشناختی شناخت، عاطفه، انگیزه و رفتار به عنوان حوزههای اصلی شخصیت توافق دارند (4، 3). با وجود این، هیچ نظام تشخیصی تاکنون همه این ابعاد را به طور یکپارچه در ارزیابی شخصیت لحاظ نکرده است. ازاینرو، بررسی ابزارهایی که بتوانند باورهای ناکارآمد مرتبط با اختلالات شخصیت را بهطور خاص ارزیابی کنند، اهمیت دارد (5). نظریههای شخصیت عادی و نابهنجار، شخصیت را ساختاری نسبتاً پایدار از شناخت، عاطفه و انگیزه میدانند که نحوه ادراک و واکنش فرد به محیط را تعیین میکند (8-6). نظریه شناختی نیز بر این باور است که تعامل بین عوامل ژنتیکی و تجربیات محیطی، طرح وارههای شناختی را شکل میدهد که در تفسیر و معنا دادن به رویدادها نقش دارند (9). در اختلالات شخصیت، این طرحوارهها به صورت باورهای منفی و خطاهای شناختی آشکار میشوند که موجب بروز هیجآنها و رفتارهای ناسازگار میگردند (11، 10). انتقادات اخیر به راهنمای تشخیصی و آماری اختلالهای روانی، ویرایش پنجم نشان میدهد که معیارهای موجود برای بسیاری از اختلالات شخصیت، چهار فرآیند اصلی را به طور متوازن پوشش نمیدهند (15-12). برای مثال، باورهای ناسازگار در اختلالات وابسته یا ضداجتماعی چندان برجسته نیستند، در حالیکه در اختلال پارانویید نقش اصلی را دارند (16).
بر اساس دیدگاه شناختی، باورهای اصلی ناکارآمد منبع شکلگیری افکار، هیجانات و رفتارهای ناسازگار هستند (18، 17). این باورها بهعنوان طرحوارههای بنیادین ذهنی، الگوهای تفسیری و رفتاری خاصی را ایجاد میکنند که در اختلالات شخصیت به صورت الگوهای ثابت شناختی و رفتاری تظاهر مییابند (19). در این راستا، Beck و همکارش پرسشنامه باورهای شخصیتی را بهمنظور ارزیابی باورهای مرکزی فرضی زیربنای اختلالات شخصیتی شناسایی شده در آن زمان ایجاد کردند (20). Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). پژوهشها نشان میدهند که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در نسخههای مختلف (مانند برزیلی و ترکی) از ویژگیهای روانسنجی قوی، پایایی و اعتبار مطلوبی برخوردار است و ابزاری عملی برای سنجش این باورها محسوب میشود (23، 22). ارزیابی باورهای شخصیتی ناکارآمد به عنوان بخشی کلیدی از فرآیند مفهومسازی مورد و تصمیمگیری بالینی، با استفاده از ابزارهای معتبری مانند پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد، امکان جمعآوری اطلاعات نظاممند و تهیه نمایه شخصیتی مبتنی بر محتوای شناختی هر فرد را فراهم میسازد (24). Fournier و همکاران با تحلیل ساختار عاملی باورهای شخصیتی ناکارآمد، هفت عامل را شناسایی کردند که در آن باورهای مرتبط با اختلالات شخصیت وابسته و اجتنابی در یک عامل واحد اشباع شده بودند (25).
اگرچه پرسشنامههای سنجش باورهای شخصیتی ناکارآمد در مطالعات بینالمللی مورد استفاده قرار گرفتهاند (23-20)، اما هیچ مطالعهای تاکنون به بررسی ویژگیهای روانسنجی این ابزار در جامعه دانشجویی ایران نپرداخته است. این در حالی است که شکلگیری و تظاهر باورهای ناکارآمد میتواند تحت تأثیر عوامل فرهنگی و بافت آموزشی منحصربهفرد باشد. بر همین اساس، پژوهش حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام گرفت.
مواد و روشها
پژوهش حاضر از لحاظ هدف کاربردی و از نظر ماهیت و روش توصیفی است. این پژوهش با کد اخلاق IR.UMA.REC.1404.004 به تصویب رسیده است. جامعه آماری شامل کلیه دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 بود. نمونهگیری به شیوه تصادفی خوشهای چندمرحلهای انجام شد. بدین صورت که ابتداء فهرست دانشکدههای دانشگاه محقق اردبیلی تهیه و چند دانشکده با استفاده از قرعهکشی از میان آنها انتخاب شد. در مرحله بعد، از هر دانشکده منتخب فهرست کلاسهای درسی تهیه و چند کلاس با روش قرعهکشی بهعنوان خوشه انتخاب گردید. سپس تمامی دانشجویان حاضر در کلاسهای انتخاب شده که تمایل به همکاری داشتند و ملاکهای ورود به پژوهش را دارا بودند، وارد مطالعه شدند. این ملاکها شامل نداشتن اختلال روانپزشکی شدید (نظیر اسکیزوفرنی، اختلال دوقطبی یا افسردگی اساسی شدید)، دانشجو بودن در سال تحصیلی مورد نظر و ارائه رضایتنامه آگاهانه بود. همچنین، ملاکهای خروج از پژوهش شامل ارائه پاسخهای غیرواقعی یا ناقص به پرسشنامهها، بروز علائم روانی یا رفتاری بحرانی در حین مطالعه و دریافت همزمان خدمات رواندرمانی یا مشاورهای فعال در نظر گرفته شد.
برای تعیین حجم نمونه، از دستورالعملهای روششناختی ارائه شده در مراجع معتبر تحلیل عاملی استفاده شد. بر اساس یک قاعده رایج که در این منابع تأیید شده است، برای اجرای تحلیل عاملی وجود حداقل ۱۰۰ تا ۲۰۰ شرکتکننده و نیز بین ۵ تا ۱۰ مشاهده به ازای هر گویه توصیه میشود (26). با توجه به اینکه پرسشنامه مورد استفاده در این پژوهش شامل ۵۷ گویه بود، حداقل حجم نمونه لازم بر اساس معیار ۵ مشاهده به ازای هر گویه، ۲۸۵ نفر محاسبه شد. بنابراین، انتخاب حجم نمونه ۳0۰ نفری از هر دو معیار حداقلی فراتر بوده و هم شرط کفایت حجم کلی نمونه (بیش از ۲۰۰ نفر) و هم شرط نسبت مشاهده به گویه (بیش از ۵ مشاهده برای هر گویه) را بهطور همزمان برآورده میکند. این حجم نمونه برای دستیابی به برآوردهای پارامتری پایدار، افزایش توان تحلیل و کاهش تأثیر ریزش احتمالی آزمودنیها کافی و مناسب ارزیابی شد. از نمونهها ویژگیهای جمعیتشناختی مانند سن، جنسیت، مقطع تحصیلی، محل سکونت و وضعیت اقتصادی نیز گردآوری شد. همچنین، ابزارهای پژوهش باورهای شخصیتی ناکارآمد، نگرشهای ناکارآمد و پنج عاملی شخصیت بودند.
پرسشنامه باورهای شخصیتی-فرم کوتاه (Personality Belief Questionnaire): پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد توسط Fournier و همکاران طراحی شده است (25). این ابزار شامل 57 سؤال است که به منظور اندازهگیری ابعاد باورهای ناکارآمد مرتبط با اختلالات شخصیتی به کار میرود و به ارزیابی 10 نوع اختلال شخصیت میپردازد: پارانوئید (7 سؤال)، اسکیزوئید (6 سؤال)، ضداجتماعی (5 سؤال)، مرزی (2 سؤال)، هیستریونیک (6 سؤال)، خودشیفته (6 سؤال)، اجتنابی (5 سؤال)، وابسته (7 سؤال)، وسواسی-اجباری (7 سؤال) و منفعل-پرخاشگر (6 سؤال). به عنوان مثال، سؤالاتی مانند «من نمیتوانم احساسات ناخوشایند را تحمل کنم» (اجتنابکننده) و «اگر دوست داشته نشوم، همیشه ناراضی خواهم بود» (وابسته) در این پرسشنامه وجود دارد. پاسخها بر اساس مقیاس 5 درجهای لیکرت از 0 (من اصلاً باور ندارم) تا 4 (کاملاً معتقدم) نمرهگذاری میشوند. امتیازات هر خرده پرسشنامه با استفاده از فرمولهای موجود در کلید امتیازدهی محاسبه میگردند. تمامی سؤالات در یک جهت نمرهگذاری میشوند؛ به این معنا که امتیازات بالاتر نشان دهنده افزایش سطح اختلال در باورهای شخصیتی است. ضریب آلفای کرونباخ این پرسشنامه در بازه 94/0 تا 85/0 گزارش شده است (27). ضریب آلفای کرونباخ تمامی خرده مقیاسهای این پرسشنامه در پژوهشی در دامنه 71/0 تا 80/0 بهدست آمد (28).
در فرآیند ترجمه و بومیسازی این پرسشنامه برای جامعه مورد مطالعه، ساختار عاملی و ماهیت سؤالات نسخه اصلی کاملاً حفظ شد. سپس توسط یک کارشناس ارشد زبان انگلیسی ترجمه معکوس گردید و بعد از اطمینان از ترجمه، عبارتها در اختیار 5 تن از روانشناسان عضو هیات علمی دانشگاه قرار گرفت. تا اطمینان حاصل شود که مفهوم هر گویه بدون تغییر باقی مانده است. بنابراین، نسخه مورد استفاده در این پژوهش از نظر تعداد عوامل، تعداد گویهها و محتوای آنها با نسخه اصلی (مرجع) یکسان است.
پرسشنامه نگرشهای ناکارآمد (Dysfunctional Attitudes Questionnaire): این پرسشنامه توسط Weissman و Beck ساخته شد (29). این پرسشنامه به منظور سنجش نگرشهای زیر بنایی محتوای شناختی علائم افسردگی بر اساس نظریه Beck ساخته شده است. این پرسشنامه دارای ۴۰ عبارت میباشد. نمرهگذاری به شیوه درجهبندی روی پرسشنامه ۷ درجهای صورت میگیرد (کاملاً موافقم=7، خیلی موافقم=6، کمی موافقم=5، بیطرف=4، کمی مخالف=3، خیلی مخالف=2 و کاملاً مخالفم=1) و دامنه نمرات از 40 تا 280 که نمرات بالای 140 نشان دهنده نگرش ناکارآمد بالا میباشد. تحقیقات در زمینه اعتبار و پایایی پرسشنامه نگرشهای ناکارآمد در جمعیت عادی و بالینی نشان داد که آلفای کرونباخ 85/0 اعتبار سازه آن از طریق همبستگی آن با آزمون افسردگی Beck، 47/0 و با پرسشنامه افکار-خودآیند 47/0 است. در ایران ضریب پایایی آن را پس از ۶ هفته 90/0 و اعتبار آن از طریق همبستگی نمرات نگرشهای ناکارآمد با نمرات افسردگی را معادل 65/0 و آلفای کرونباخ آن را 75/0 بهدست آوردند (30). در پژوهش حاضر، پایایی به روش همسانی درونی با محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برای نمره کل نگرشهای ناکارآمد 84/0 بهدست آمد.
پرسشنامه پنج عاملی شخصیت (Five-factor personality questionnaire): McCrae و همکارش نسخه کوتاه پرسشنامه پنج عاملی شخصیت را در سال 1989 طراحی کردند که شامل 60 آیتم است (31). این پرسشنامه به اندازهگیری پنج عامل اصلی شخصیت، یعنی برونگرایی، مردمآمیزی، وجدان، روانرنجوری و گشودگی به تجربه میپردازد و هر عامل با 12 آیتم ارزیابی میشود. نمرهگذاری این پرسشنامه بر اساس مقیاس لیکرت 1 تا 5 انجام میشود. در تحقیق McCrae و همکارش، همبستگی بین نسخه کوتاه و نسخه بلند معادل 68/0 بود و پایایی درونی مطلوبی را نشان داد (31). همچنین، در پژوهش Anisi و همکاران، ضریب آلفای کرونباخ برای عاملهای مختلف به ترتیب برابر با 83/0 برای وظیفهشناسی، 80/0 برای روانآزردگی، 60/0 برای توافقپذیری، 58/0 برای برونگرایی و 39/0 برای گشودگی به تجربه بهدست آمد (32). در پژوهش حاضر، پایایی به روش همسانی درونی با محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برای پنج عامل اصلی شخصیت در دامنه 91/0 -89/0 بهدست آمد.
دادههای جمعآوری شده در این پژوهش با استفاده از نرمافزارهای SPSS نسخه 25 و Smart PLS نسخه 3 و با روش آمار توصیفی (میانگین و انحراف معیار) و آمار استنباطی (تحلیل عاملی تأییدی، بررسی پایایی (آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی)، روایی همگرا و واگرا و ضریب همبستگی) تحلیل شد. سطح معنیداری در آزمونها 05/0 در نظر گرفته شد.
نتایج
از مجموع ۳۰۰ شرکتکننده، تعداد 151 دانشجوی پسر (33/50 درصد) با دامنه سنی ۲۱ تا ۳۹ سال، میانگین سنی 11/29 سال و انحراف معیار 14/4 سال و 149 دانشجوی دختر (67/49 درصد) با دامنه سنی ۲۰ تا ۳۸ سال، میانگین سنی 19/28 سال و انحراف معیار 79/4 سال در این پژوهش شرکت داشتند. همچنین، ۱۶۶ نفر (33/55 درصد) در مقطع کارشناسی، ۹۴ نفر (33/31 درصد) در مقطع کارشناسی ارشد و ۴۰ نفر (33/13 درصد) در مقطع دکتری مشغول به تحصیل بودند. از نظر محل سکونت، ۱۹۵ نفر (۶۵ درصد) در خوابگاههای دولتی، ۶۰ نفر (۲۰ درصد) در خانههای دانشجویی و ۴۵ نفر (۱۵ درصد) با خانواده زندگی میکردند. همچنین، بر اساس خوداظهاری شرکتکنندگان، وضعیت اقتصادی ۸۰ نفر (67/26 درصد) خوب، ۱۹۰ نفر (33/63 درصد) متوسط و ۳۰ نفر (۱۰ درصد) ضعیف گزارش شد.
نتایج جدول 1، میانگین و انحراف معیار نمرات شرکتکنندهها در باورهای شخصیتی ناکارآمد، پنج عاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد را نشان میدهد.
جدول 1- میانگین و انحراف معیار نمرات شرکتکنندهها در باورهای شخصیتی ناکارآمد، پنج عاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
| متغیرها | میانگین | انحراف معیار | حداقل | حداکثر | چولگی (کجی) | کشیدگی | |
| باورهای شخصیتی ناکارآمد | باورهای شخصیتی ناکارآمد (نمره کل) | 24/106 | 26/10 | 57 | 120 | 82/0- | 95/3 |
| پارانویید | 21/12 | 18/3 | 2 | 14 | 51/0- | 45/2 | |
| اسکیزوئید | 20/9 | 11/2 | 3 | 10 | 28/0- | 92/1 | |
| ضداجتماعی | 62/8 | 02/2 | 0 | 9 | 65/3 | 02/1- | |
| مرزی | 21/3 | 10/2 | 0 | 4 | 71/0- | 85/1 | |
| نمایشی | 19/12 | 20/3 | 3 | 15 | 32/0- | 15/2 | |
| اجتنابی | 10/9 | 17/3 | 1 | 10 | 48/0- | 08/2 | |
| خودشیفته | 24/12 | 12/2 | 2 | 13 | 39/0- | 31/2 | |
| وابسته | 65/13 | 70/3 | 3 | 15 | 61/0- | 42/2 | |
| وسواسی-اجباری | 42/16 | 22/3 | 2 | 18 | 75/0- | 87/2 | |
| منفعل-پرخاشگر | 40/9 | 60/2 | 2 | 11 | 21/0- | 98/1 | |
| پنج عاملی شخصیت NEO | روان رنجور خویی | 32/35 | 46/3 | 12 | 37 | 10/2- | 85/6 |
| برونگرایی | 75/25 | 25/2 | 14 | 27 | 35/1- | 20/4 | |
| گشودگی به تجربه | 24/19 | 68/3 | 12 | 21 | 45/0- | 15/2 | |
| توافق | 61/23 | 94/2 | 14 | 25 | 85/0- | 10/3 | |
| وظیفهشناسی | 37/32 | 21/3 | 15 | 34 | 65/1- | 40/5 | |
| نگرشهای ناکارآمد | نگرشهای ناکارآمد | 55/91 | 65/14 | 40 | 95 | 85/0- | 81/2 |
برای سنجش روایی واگرا، همبستگی بین ابعاد مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد و ابعاد پنجعاملی شخصیت که از نظر مفهومی متفاوت هستند، محاسبه شد. همانطور که در جدول ۲ مشاهده میشود، ضرایب همبستگی بهدست آمده بین این دو مجموعه متغیر، عموماً ضعیف و غیرمعنادار بود (05/0<P). این یافته که حاکی از عدم ارتباط معنادار بین سازههای نامرتبط است، روایی واگرای مطلوب پرسشنامه را تأیید میکند. برای ارزیابی روایی همگرا، همبستگی این مقیاس با پرسشنامه نگرشهای ناکارآمد که سازهای مشابه را اندازهگیری میکند، بررسی شد. نتایج مندرج در جدول ۲ نشان میدهد که همبستگی بین نمره کل دو مقیاس و همبستگی بین خردهمقیاسهای مرتبط آنها در سطح (001/0>P) قرار دارد. این ضرایب همبستگی قوی و معنادار، شواهد قانعکنندهای برای تأیید روایی همگرای خوب پرسشنامه فراهم میآورد.
جدول 2- ضریب همبستگی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد-فرم کوتاه با پرسشنامه پنج عاملی شخصیت و نگرشهای ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
آزمون همبستگی Pearson، ** 01/0P<، * 05/0>P
| متغیرها | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | 15 | 16 |
| 1- روان رنجور خویی | 1 | |||||||||||||||
| 2- برونگرایی | **56/0- | 1 | ||||||||||||||
| 3- گشودگی به تجربه | **54/0- | *32/0- | 1 | |||||||||||||
| 4- توافق | **61/0- | *28/0 | **51/0 | 1 | ||||||||||||
| 5- وظیفهشناسی | **48/0- | *21/0- | **50/0 | **44/0 | 1 | |||||||||||
| 6- نگرشهای ناکارآمد | **57/0 | **49/0- | 11/0 | 09/0 | 07/0 | 1 | ||||||||||
| 7- پارانویید | 10/0 | 11/0 | 02/0 | 11/0 | 10/0 | **65/0 | 1 | |||||||||
| 8- اسکیزوئید | 02/0 | 14/0 | 03/0 | 13/0 | 09/0 | **61/0 | 15/0 | 1 | ||||||||
| 9- ضداجتماعی | 06/0 | 04/0 | 01/0 | 03/0 | 02/0 | **60/0 | 11/0 | 09/0 | 1 | |||||||
| 10- مرزی | 05/0 | 06/0 | 08/0 | 04/0 | 11/0 | **54/0 | 03/0 | 05/0 | 04/0 | 1 | ||||||
| 11- نمایشی | 01/0 | 06/0 | 04/0 | 05/0 | 15/0 | **52/0 | 05/0 | 07/0 | 09/0 | 06/0 | 1 | |||||
| 12- اجتنابی | 04/0 | 02/0 | 11/0 | 14/0 | 04/0 | **48/0 | 04/0 | 09/0 | 12/0 | 04/0 | 03/0 | 1 | ||||
| 13- خودشیفته | 05/0 | 01/0 | 01/0 | 11/0 | 02/0 | **46/0 | 02/0 | 08/0 | 11/0 | 02/0 | 05/0 | 04/0 | 1 | |||
| 14- وابسته | 06/0 | 03/0 | 05/0 | 10/0 | 01/0 | **59/0 | 03/0 | 02/0 | 10/0 | 04/0 | 08/0 | 11/0 | 06/0 | 1 | ||
| 15- وسواسی-اجباری | 07/0 | 07/0 | 08/0 | 02/0 | 03/0 | **61/0 | 01/0 | 01/0 | 04/0 | 07/0 | 07/0 | 10/0 | 08/0 | 10/0 | 1 | |
| 16- منفعل-پرخاشگر | 04/0 | 08/0 | 07/0 | 04/0 | 07/0 | **60/0 | 04/0 | 11/0 | 05/0 | 08/0 | 06/0 | 09/0 | 04/0 | 09/0 | 11/0 | 1 |
آزمون همبستگی Pearson، ** 01/0P<، * 05/0>P
به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد، سؤالات پرسشنامه به شیوه تحلیل عاملی اکتشافی به شیوه مؤلفههای اصلی مورد تحلیل قرار گرفت. برای اطمینان از مناسب بودن دادهها از ضریب KMO (Kaiser-Meyer-Olkin) و آزمون Bartlett استفاده شد. مقدار KMO همواره از 0 تا 1 در نوسان است. در صورتی که مقدار آن کمتر از 5/0 باشد، دادهها برای تحلیل عاملی مناسب نخواهد بود و اگر مقدار آن در دامنه 5/0 تا 69/0 باشد باید با احتیاط به اجرای تحلیل عاملی پرداخت، اما در صورتی که مقدار آن بزرگتر از 7/0 باشد همبستگی موجود بین دادهها برای تحلیل عاملی مناسب است. آزمون Bartlett نیز این فرضیه را که ماتریس همبستگیهای مشاهده شده متعلق به جامعهای با متغیرهای ناهمبسته است میآزماید (33).
پس از اطمینان از کیفیت ماتریس همبستگی سؤالات پرسشنامه و همچنین کفایت نمونهبرداری محتوایی، سؤالات مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد به شیوه واریماکس چرخش داده شد. نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد، ده عامل مجموعاً 98/53 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند. در این تحلیل معلوم شد که عامل اول، دوم، سوم، چهارم، پنجم، ششم، هفتم، هشتم، نهم و دهم به ترتیب تبیینگر 28/18، 78/26، 24/32، 69/36، 30/40، 44/43، 27/46، 99/48، 62/51 و 98/53 درصد از واریانس کل میباشند. مقدار KMO برابر است با 782/0 و آزمون Bartlett نیز مورد تأیید قرار گرفت (001/0P<)؛ بنابراین، متغیرهای پژوهش برای تحلیل عاملی مناسب بودند.
برای بهدست آوردن پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد از روش آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (Composite Reliability; CR) استفاده شد. نتایج محاسبه ضریب پایایی در جدول 3 گزارش شده است. شاخصهای ضرایب پایایی کرونباخ، همبستگی باز آزمون و مقادیر پایایی ترکیبی نشان میدهد که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههایش از پایایی قابل قبول و کافی برخوردار است مساوی و بالاتر از مقدار 7/0 و ضرایب بهدست آمده با نتایج قابل قیاس است.
پس از اطمینان از کیفیت ماتریس همبستگی سؤالات پرسشنامه و همچنین کفایت نمونهبرداری محتوایی، سؤالات مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد به شیوه واریماکس چرخش داده شد. نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد، ده عامل مجموعاً 98/53 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند. در این تحلیل معلوم شد که عامل اول، دوم، سوم، چهارم، پنجم، ششم، هفتم، هشتم، نهم و دهم به ترتیب تبیینگر 28/18، 78/26، 24/32، 69/36، 30/40، 44/43، 27/46، 99/48، 62/51 و 98/53 درصد از واریانس کل میباشند. مقدار KMO برابر است با 782/0 و آزمون Bartlett نیز مورد تأیید قرار گرفت (001/0P<)؛ بنابراین، متغیرهای پژوهش برای تحلیل عاملی مناسب بودند.
برای بهدست آوردن پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد از روش آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (Composite Reliability; CR) استفاده شد. نتایج محاسبه ضریب پایایی در جدول 3 گزارش شده است. شاخصهای ضرایب پایایی کرونباخ، همبستگی باز آزمون و مقادیر پایایی ترکیبی نشان میدهد که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههایش از پایایی قابل قبول و کافی برخوردار است مساوی و بالاتر از مقدار 7/0 و ضرایب بهدست آمده با نتایج قابل قیاس است.
جدول 3- ضرایب آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
| ردیف | مؤلفهها | ضریب آلفای کرونباخ | همبستگی آزمون- بازآزمون (50=n) |
پایایی ترکیبی |
| 1 | شخصیت پارانویید | 78/0 | 58/0 | 71/0 |
| 2 | شخصیت اسکیزوئید | 74/0 | 50/0 | 72/0 |
| 3 | شخصیت ضداجتماعی | 81/0 | 49/0 | 92/0 |
| 4 | شخصیت مرزی | 73/0 | 42/0 | 71/0 |
| 5 | شخصیت نمایشی | 71/0 | 41/0 | 70/0 |
| 6 | شخصیت اجتنابی | 73/0 | 39/0 | 71/0 |
| 7 | شخصیت خودشیفته | 77/0 | 32/0 | 76/0 |
| 8 | شخصیت وابسته | 77/0 | 41/0 | 71/0 |
| 9 | شخصیت وسواسی-اجباری | 76/0 | 47/0 | 78/0 |
| 10 | شخصیت منفعل-پرخاشگر | 73/0 | 51/0 | 74/0 |
برای ارزیابی پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و ابعاد آن، از روش آلفای کرونباخ استفاده شد. نتایج حاصل جدول ۴ نشان داد که پایایی کل پرسشنامه در سطح مطلوبی قرار دارد. پایایی زیرمقیاسها نیز در دامنه قابل قبولی بهدست آمد که حاکی از همسانی درونی مناسب ابزار پژوهش است.
جدول 4- ضریب آلفای کرونباخ مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد و ابعاد آن در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
| ردیف | متغیرها | آلفای کرونباخ |
| 1 | باورهای شخصیتی ناکارآمد (نمره کل) | 82/0 |
| 2 | شخصیت پارانویید | 80/0 |
| 3 | شخصیت اسکیزوئید | 65/0 |
| 4 | شخصیت ضداجتماعی | 55/0 |
| 5 | شخصیت مرزی | 54/0 |
| 6 | شخصیت نمایشی | 57/0 |
| 7 | شخصیت اجتنابی | 54/0 |
| 8 | شخصیت خودشیفته | 57/0 |
| 9 | شخصیت وابسته | 77/0 |
| 10 | شخصیت وسواسی-اجباری | 57/0 |
| 11 | شخصیت منفعل-پرخاشگر | 69/0 |
برای تعیین میزان ارتباط هر گویه با عامل مربوطه و ارزیابی ساختار درونی پرسشنامه، بارهای عاملی سؤالات محاسبه شد. نتایج این تحلیل که در جدول ۵ ارائه شده است، نشان میدهد که بارهای عاملی اکثر گویهها در عاملهای مربوطه از مقدار قابل قبولی برخوردار هستند. این یافته، همسو بودن گویهها با ساختار دهعاملی مورد انتظار پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد را تأیید میکند.
جدول 5- بار عاملی سؤالات پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
| ردیف | سؤالات | بار عاملی شخصیت وابسته | بار عاملی شخصیت مرزی | بار عاملی شخصیت اجتنابی | بار عاملی شخصیت وسواسی | بار عاملی شخصیت خودشیفته | بار عاملی شخصیت ضداجتماعی | بار عاملی شخصیت پرخاشگر-منفعل | بارعاملی شخصیت پارانویید | بار عاملی شخصیت نمایشی | بار عاملی شخصیت اسکیزوئید |
| 1 | وقتی تنها میمانم درماندهام. | 62/0 | |||||||||
| 2 | من نیازمند و ضعیف هستم. | 62/0 | |||||||||
| 3 | من همیشه به کسی کمک میکنم که همیشه به من کمک کند یا در صورت اتفاق بدی به من کمک کند. | 62/0 | |||||||||
| 4 | من نمیتوانم به دیگران کمک کنم. | 96/0 | |||||||||
| 5 | من به دیگران نیاز دارم که به من کمک کنند تا تصمیم بگیرم یا به من بگویند که چه کاری باید انجام دهم. | 67/0 | |||||||||
| 6 | من اصولاً تنها هستم-مگر اینکه بتوانم خودم را به فرد قویتری وابسته کنم. | 74/0 | |||||||||
| 7 | بدترین کار ممکن رها شدن است. | 75/0 | |||||||||
| 8 | من باید از شرایطی که جلب توجه میکنم اجتناب کنم، یا تا آنجا که ممکن است کم توجه باشم. | 54/0 | |||||||||
| 9 | من باید دسترسی به او [شخص مهم دیگر] را در هر زمان حفظ کنم. | 50/0 | |||||||||
| 10 | من باید از شرایط ناخوشایند به هر قیمتی جلوگیری کنم. | 64/0 | |||||||||
| 11 | احساسات ناخوشایند افزایش مییابد و از کنترل خارج میشود. | 72/0 | |||||||||
| 12 | من نمیتوانم احساسات ناخوشایند را تحمل کنم. | 77/0 | |||||||||
| 13 | اگر دیگران به من نزدیک شوند، من "واقعی" را کشف میکنند و من را طرد میکنند. | 69/0 | |||||||||
| 14 | در هر زمان لازم است که به بالاترین استانداردها پایبند باشید، در غیر این صورت اوضاع از هم میپاشد. | 76/0 | |||||||||
| 15 | اگر در بالاترین سطح عمل نکنم، شکست میخورم. | 77/0 | |||||||||
| 16 | انجام یک کار کامل در همه موارد مهم است. | 75/0 | |||||||||
| 17 | هر عیب یا نقص در عملکرد ممکن است منجر به یک فاجعه شود. | 70/0 | |||||||||
| 18 | عیب، نقص یا اشتباه قابل تحمل نیست. | 59/0 | |||||||||
| 19 | اگر سیستم نداشته باشم، همه چیز از هم میپاشد. | 50/0 | |||||||||
| 20 | جزئیات بسیار مهم هستند. | 58/0 | |||||||||
| 21 | از آنجایی که من بسیار برتر هستم، مستحق رفتار و امتیازات ویژه هستم. | 58/0 | |||||||||
| 22 | من باید هر کاری از دستم بر میآید انجام دهم. | 78/0 | |||||||||
| 23 | اگر من به دیگران فشار نیاورم، طرد میشوم. | 80/0 | |||||||||
| 24 | افراد دیگر باید نیازهای من را برآورده کنند. | 52/0 | |||||||||
| 25 | من مجبور نیستم به قوانینی که در مورد افراد دیگر اعمال میشود، ملزم باشم. | 56/0 | |||||||||
| 26 | از آنجا که من بسیار با استعداد هستم، مردم باید برای ارتقاء حرفه من تلاش خود را انجام دهند. | 53/0 | |||||||||
| 27 | اگر من چیزی میخواهم، باید هر کاری را که لازم است انجام دهم. | 64/0 | |||||||||
| 28 | فقط افرادی که به اندازه من با استعداد هستند من را درک میکنند. | 68/0 | |||||||||
| 29 | افراد دیگر باید تشخیص دهند که من چقدر خاص هستم. | 72/0 | |||||||||
| 30 | با من ناعادلانه رفتار شده و حق دارم سهم عادلانه خود را به هر طریقی که میتوانم بهدست آورم. | 58/0 | |||||||||
| 31 | زور یا حیلهگری بهترین راه برای انجام کارها است. | 54/0 | |||||||||
| 32 | اگر من قوانین را آن طور که مردم انتظار دارند دنبال کنم، آزادی عمل من را مهار خواهد کرد. | 76/0 | |||||||||
| 33 | قوانین خودسرانه است و مرا خفه میکند. | 52/0 | |||||||||
| 34 | ایجاد ضربالاجل، رعایت خواستهها و انطباق ضربه مستقیم به غرور و خودکفایی من است. | 74/0 | |||||||||
| 35 | چهرههای مقتدر، تمایل به مجازات و کنترل دارند. | 54/0 | |||||||||
| 36 | اگر دیگران را بیشازحد مغرور بدانم، حق دارم به خواستههای آنها توجه نکنم. | 58/0 | |||||||||
| 37 | من باید در برابر سلطه مقامات مقاومت کنم اما در عین حال تائید و پذیرش آنها را حفظ کنم. | 54/0 | |||||||||
| 38 | اگر مراقب نباشم دیگران سعی میکنند از من استفاده کنند یا کنترل من را در دست بگیرند. | 68/0 | |||||||||
| 39 | اگر من به دیگران فرصت دهم از من سو استفاده خواهند کرد. | 64/0 | |||||||||
| 40 | اگر دیگران با من دوستانه رفتار کنند، ممکن است سعی در استفاده یا سو استفاده از من داشته باشند. | 82/0 | |||||||||
| 41 | افراد دیگر انگیزههای پنهانی دارند. | 70/0 | |||||||||
| 42 | من باید همیشه مراقب باشم. | 57/0 | |||||||||
| 43 | من نمیتوانم به افراد دیگر اعتماد کنم. | 57/0 | |||||||||
| 44 | دیگران عمداً سعی میکنند من را تحقیر کنند. | 80/0 | |||||||||
| 45 | اگر افراد دیگر درباره من چیزهایی پیدا کنند، از آنها علیه من استفاده میکنند. | 65/0 | |||||||||
| 46 | اگر ارتباط با دیگران را حفظ نکنم، آنها مرا دوست نخواهند داشت. | 77/0 | |||||||||
| 47 | تا زمانی که مردم را سرگرم یا تحت تأثیر قرار ندهم، هیچ چیز نیستم. | 76/0 | |||||||||
| 48 | راه رسیدن به آنچه میخواهم این است که مردم را به خود خیره کنم یا سرگرم کنم. | 86/0 | |||||||||
| 49 | برای اینکه خوشحال شوم نیاز دارم افراد دیگر به من توجه کنند. | 60/0 | |||||||||
| 50 | اگر مردم را سرگرم کنم متوجه نقاط ضعف من نخواهند شد. | 73/0 | |||||||||
| 51 | وحشتناک است اگر مردم مرا نادیده بگیرند. | 50/0 | |||||||||
| 52 | من از انجام کارها توسط خودم بیشتر لذت میبرم تا زمانی که با دیگران انجام میدهم. | 54/0 | |||||||||
| 53 | در بسیاری از موقعیتها بهتر است تنها بمانم. | 52/0 | |||||||||
| 54 | تنها بودن بهتر از احساس "گیر افتادن" با افراد دیگر است. | 74/0 | |||||||||
| 55 | حریم خصوصی من برای من بسیار مهمتر از نزدیکی با دیگران است. | 72/0 | |||||||||
| 56 | برای من مهم است که آزاد باشم و از دیگران مستقل باشم. | 52/0 | |||||||||
| 57 | روابط نامرتب است و آزادی را مختل میکند. | 43/0 |
در ادامه، به منظور بررسی روایی سازه از تحلیل عاملی تأییدی مرتبه اول استفاده شد. در این نوع مدلها، هر گویه بهعنوان شاخصی از یک متغیر پنهان در نظر گرفته میشود که بهطور مستقیم قابل اندازهگیری نیست. خروجی ضرایب مسیر، بارهای عاملی گویهها و ضرایب تعیین مدل اندازهگیری سازه باورهای شخصیتی ناکارآمد در شکل 1 ارائه شده است. همانگونه که در این شکل مشاهده میشود، بارهای عاملی گویهها بر سازههای مربوطه در سطح قابل قبولی قرار دارند که بیانگر مناسب بودن گویهها برای اندازهگیری ابعاد سازه مورد نظر است. همچنین، مقدار آماره t برای بررسی معناداری بارهای عاملی در شکل 2 ارائه شده است. نتایج نشان داد که مقادیر t برای بارهای عاملی در سطح مطلوبی قرار دارند که بیانگر معنادار بودن روابط بین گویهها و سازههای پنهان است و از روایی سازه مدل اندازهگیری حمایت میکند.
شکل 1- خروجی ضرایب مسیر و مقادیر بارهای عاملی و ضرایب تعیین مدل اندازهگیری سازه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
شکل 2- خروجی مقدار t-value در حالت معناداری مدل اندازهگیری سازه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
معیار کلیدی برای ارزیابی روایی مدلهای اندازهگیری، روایی همگرا است که به سنجش میزان همبستگی هر سازه با شاخصهای خود میپردازد. در نرمافزار Smart PLS، برای اندازهگیری روایی همگرا از معیار میانگین واریانس استخراجشده (Average Variance Extracted; AVE) استفاده میشود. این معیار نشاندهنده میانگین واریانس مشترک بین هر سازه و شاخصهای مربوط به آن است؛ به عبارت دیگر، میانگین واریانس استخراج شده میزان همبستگی یک سازه با شاخصهای خود را نمایان میکند و هر چه این همبستگی بیشتر باشد، برازش مدل نیز بهبود مییابد. بارهای عاملی از طریق محاسبه همبستگی شاخصهای یک سازه با آن سازه تعیین میشوند و اگر این مقدار برابر یا بیشتر از 4/0 باشد، نشاندهنده این است که واریانس بین سازه و شاخصهای آن بیشتر از واریانس خطای اندازهگیری است و بنابراین پایایی مدل اندازهگیری قابل قبول است. نکته مهم این است که اگر محقق پس از محاسبه بارهای عاملی با مقادیر کمتر از 4/0 مواجه شود، باید آن شاخصها (سؤالات پرسشنامه) را اصلاح کرده یا از مدل تحقیق خود حذف نماید (34).
در مطالعه حاضر نیز برای بررسی روایی همگرا از معیار میانگین واریانس استخراج شده و برای محاسبه همبستگی هر مؤلفه با متغیرهای مشاهدهپذیر از بارهای عاملی استفاده شده است که نتایج آن به همراه ضریب تعیین هر مؤلفه در جدول 7 ارائه شده است. جدول 7 نتایج بارهای عاملی، روایی همگرا و همچنین ضرایب تعیین مؤلفههای متغیرهای باورهای شخصیتی ناکارآمد را نشان میدهد؛ بنابراین، میتوان گفت در سطح مورد اطمینان 95 درصد در نظر گرفته شده، تمامی مقادیر t-value مسیرها بالای 96/1 قرار گرفته و معنادار میباشند. مقادیر میانگین واریانس استخراج شده برای تمامی مؤلفههای تحقیق بالاتر از 4/0 باشد، میتوان نتیجه گرفت که روایی ابزار سنجش مورد قبول و تأیید است. این بدان معنا است که ابزار به خوبی توانسته است سازههای مورد نظر را اندازهگیری کند و دادههای جمعآوری شده از اعتبار مناسبی برخوردارند. مقادیر ضریب تعیین مؤلفهها نشان میدهد که مؤلفهی شخصیت پارانویید، دارای مقدار ضریب تعیین (Coefficient of Determination) قوی میباشند.
در مطالعه حاضر نیز برای بررسی روایی همگرا از معیار میانگین واریانس استخراج شده و برای محاسبه همبستگی هر مؤلفه با متغیرهای مشاهدهپذیر از بارهای عاملی استفاده شده است که نتایج آن به همراه ضریب تعیین هر مؤلفه در جدول 7 ارائه شده است. جدول 7 نتایج بارهای عاملی، روایی همگرا و همچنین ضرایب تعیین مؤلفههای متغیرهای باورهای شخصیتی ناکارآمد را نشان میدهد؛ بنابراین، میتوان گفت در سطح مورد اطمینان 95 درصد در نظر گرفته شده، تمامی مقادیر t-value مسیرها بالای 96/1 قرار گرفته و معنادار میباشند. مقادیر میانگین واریانس استخراج شده برای تمامی مؤلفههای تحقیق بالاتر از 4/0 باشد، میتوان نتیجه گرفت که روایی ابزار سنجش مورد قبول و تأیید است. این بدان معنا است که ابزار به خوبی توانسته است سازههای مورد نظر را اندازهگیری کند و دادههای جمعآوری شده از اعتبار مناسبی برخوردارند. مقادیر ضریب تعیین مؤلفهها نشان میدهد که مؤلفهی شخصیت پارانویید، دارای مقدار ضریب تعیین (Coefficient of Determination) قوی میباشند.
جدول 7- مقادیر روایی، بار عاملی و ضرایب تعیین بهدست آمده برای مؤلفههای سازه در دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه محقق اردبیلی در سال 1404 (300=n)
| متغیر | مؤلفهها | تعداد گویهها | شماره سؤال | بار عاملی | t-value | روایی همگرا (AVE) | ضریب تعیین (R2) |
| باورهای شخصیتی ناکارآمد | شخصیت پارانویید | 7 | 38 | 68/0 | 74/17 | 51/0 | 86/0 |
| 39 | 64/0 | 753/12 | |||||
| 40 | 82/0 | 078/38 | |||||
| 41 | 70/0 | 91/19 | |||||
| 42 | 57/0 | 36/12 | |||||
| 44 | 80/0 | 26/32 | |||||
| 45 | 65/0 | 78/15 | |||||
| شخصیت اسکیزوئید | 6 | 52 | 54/0 | 06/7 | 59/0 | 78/0 | |
| 53 | 52/0 | 36/5 | |||||
| 54 | 74/0 | 12/14 | |||||
| 55 | 72/0 | 14/12 | |||||
| 56 | 52/0 | 92/5 | |||||
| 57 | 43/0 | 29/4 | |||||
| شخصیت ضداجتماعی | 5 | 22 | 78/0 | 01/23 | 54/0 | 80/0 | |
| 23 | 80/0 | 12/24 | |||||
| 27 | 64/0 | 17/10 | |||||
| 30 | 58/0 | 76/6 | |||||
| 31 | 54/0 | 15/3 | |||||
| شخصیت مرزی | 2 | 4 | 96/0 | 08/19 | 50/0 | 35/0 | |
| 43 | 57/0 | 03/10 | |||||
| شخصیت نمایشی | 6 | 46 | 77/0 | 81/11 | 54/0 | 84/0 | |
| 47 | 76/0 | 20/14 | |||||
| 48 | 86/0 | 24/3 | |||||
| 49 | 60/0 | 61/49 | |||||
| 50 | 73/0 | 96/14 | |||||
| 51 | 50/0 | 81/18 | |||||
| شخصیت اجتنابی | 5 | 8 | 54/0 | 98/5 | 53/0 | 57/0 | |
| 10 | 64/0 | 68/11 | |||||
| 11 | 72/0 | 58/17 | |||||
| 12 | 77/0 | 33/27 | |||||
| 13 | 69/0 | 96/12 | |||||
| شخصیت خودشیفته | 6 | 21 | 58/0 | 30/10 | 52/0 | 28/0 | |
| 24 | 52/0 | 19/12 | |||||
| 25 | 56/0 | 28/11 | |||||
| 26 | 53/0 | 21/13 | |||||
| 28 | 68/0 | 32/10 | |||||
| 29 | 72/0 | 32/14 | |||||
| شخصیت وابسته | 7 | 1 | 62/0 | 807/12 | 53/0 | 57/0 | |
| 2 | 62/0 | 72/14 | |||||
| 3 | 62/0 | 39/11 | |||||
| 5 | 67/0 | 35/18 | |||||
| 6 | 74/0 | 87/25 | |||||
| 7 | 75/0 | 37/21 | |||||
| 9 | 50/0 | 80/7 | |||||
| شخصیت وسواسی-اجباری | 7 | 14 | 76/0 | 672/24 | 56/0 | 52/0 | |
| 15 | 77/0 | 07/25 | |||||
| 16 | 75/0 | 20/22 | |||||
| 17 | 70/0 | 56/19 | |||||
| 18 | 59/0 | 05/9 | |||||
| 19 | 50/0 | 16/3 | |||||
| 20 | 58/0 | 73/3 | |||||
| شخصیت منفعل-پرخاشگر | 6 | 32 | 76/0 | 549/2 | 54/0 | 36/0 | |
| 33 | 52/0 | 132/2 | |||||
| 34 | 74/0 | 607/2 | |||||
| 35 | 54/0 | 060/2 | |||||
| 36 | 58/0 | 143/2 | |||||
| 37 | 54/0 | 653/3 |
بحث
پژوهش حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام شد. سؤال اول پژوهش حاضر این بود که روایی محتوای سؤالات پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد چگونه است؟ به منظور بررسی روایی واگرا نیز از ضریب همبستگی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد با پرسشنامه پنج عاملی شخصیت-فرم کوتاه استفاده شد. در روایی واگرا باید بین دو ابزار کاملاً متفاوت همبستگی کم وجود داشته یا اصلاً وجود نداشته باشد. نتایج تحلیل نشان داد، ابعاد پنج عاملی شخصیت همبستگی معناداری با ابعاد مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد نداشتند. با توجه به مقادیر بهدست آمده میتوان گفت این مقیاس از بعد روایی واگرا سطح نسبتاً مطلوبی دارد. در روایی همگرا باید بین دو ابزار کاملاً همبستگی وجود داشته باشد. در این پژوهش، نگرشهای ناکارآمد همبستگی معناداری با ابعاد مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد داشت. با توجه به مقادیر بهدست آمده میتوان گفت این مقیاس از بعد روایی همگرا سطح نسبتاً مطلوبی دارد.
سؤال دوم پژوهش حاضر این بود که روایی عاملی و ملاکی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد چگونه است؟ همسو با این یافته، Leite و همکاران در پژوهش خود نشان دادند باورهای شخصیتی ناکارآمد دارای شواهد روانسنجی قوی است و مقیاسی پایا و معتبر است که میتوان از آن در ارزیابی باورهای شخصیتی استفاده کرد (22).
بهمنظور بررسی ساختار عاملی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد، سؤالات پرسشنامه به شیوه تحلیل عاملی اکتشافی به شیوه مؤلفههای اصلی مورد تحلیل قرار گرفت. برای اطمینان از مناسب بودن دادهها از ضریب KMO و آزمون Bartlett استفاده شد. مقدار KMO همواره در محدوده 0 تا 1 در نوسان است. در صورتی که مقدار آن کمتر از 5/0 باشد، دادهها برای تحلیل عاملی مناسب نخواهد بود و اگر مقدار آن از 5/0 تا 69/0 باشد باید با احتیاط به اجرای تحلیل عاملی پرداخت، اما در صورتی که مقدار آن بزرگتر از 7/0 باشد همبستگی موجود بین دادهها برای تحلیل عاملی مناسب است. آزمون Bartlett نیز این فرضیه را که ماتریس همبستگیهای مشاهده شده متعلق به جامعهای با متغیرهای ناهمبسته است میآزماید (33).
پس از اطمینان از کیفیت ماتریس همبستگی سؤالات پرسشنامه و همچنین کفایت نمونهبرداری محتوایی، سؤالات مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد به شیوه واریماکس چرخش داده شد. نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد، ده عامل مجموعاً 98/53 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند.
یافتههای تحلیل نشان داد که این ابزار، باورهای شخصیتی ناکارآمد را به صورت سازه ده بعدی اندازهگیری میکند. این یافته با نتایج سایر پژوهشها مبنی بر ده عاملی بودن پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد همسو بوده است. یافتههای تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که دادهها با یک مدل 10 عاملی برازش مناسب دارد. این ابزار در چندین بررسی، یعنی در بیماران سالم و روانپزشکی، همسانی درونی خوبی نشان داد، همچنین شاخصهای خوبی از ثبات زمانی آزمون-بازآزمایی) مربوط به بیماران روانپزشکی سرپایی بود. Fournier و همکاران با تحلیل ساختار عاملی باورهای شخصیتی ناکارآمد، هفت عامل را شناسایی کردند که در آن باورهای مرتبط با اختلالات شخصیت وابسته و اجتنابی در یک عامل واحد اشباع شده بودند (25). سؤال سوم پژوهش حاضر این بود که ضرایب پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد بر اساس روشهای همسانی درونی چگونه است؟
همسو با این یافته Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). Türkçapar و همکاران نیز در نسخه ترکی باورهای شخصیتی ویژگیهای روانسنجی خوبی را با سطح بالایی از سازگاری درونی نشان دادند (23).
برای بررسی اعتبار مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد، از روش آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) استفاده شد. نتایج حاصل از ضریب همسان درونی نشان داد که این مقیاس از پایایی مناسبی برخوردار است. همسو با این یافته Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). Türkçapar و همکاران نیز در نسخه ترکی باورهای شخصیتی ویژگیهای روانسنجی خوبی را با سطح بالایی از سازگاری درونی نشان دادند (23). پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد یکی از ابزارهای معتبر و شناختهشده در روانشناسی است که برای اندازهگیری باورهای غیر مؤثر یا منفی فرد نسبت به خود و دیگران طراحی شده است. این پرسشنامه در مطالعات مختلف به دلیل داشتن روایی و پایایی بالا مورد تأیید قرار گرفته است. روایی آن از طریق همبستگی با مقیاسهای مشابه و ارزیابیهای بالینی تائید شده است و پایایی آن از طریق آزمونهای مختلف نظیر آزمون بازآزمایی و آلفای کرونباخ نشان داده شده است. همچنین، ساختار عاملی پرسشنامه به طور معناداری با نظریههای روانشناسی سازگاری دارد و توانسته است در شناسایی مشکلات شناختی و هیجانی مرتبط با باورهای ناکارآمد مؤثر باشد. به علاوه، کاربرد آن در جمعیتهای مختلف فرهنگی و جمعیتی، نشان دهنده قابلیت تطابق و اعتبار آن در زمینههای مختلف است. این ویژگیها باعث میشود که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد به عنوان ابزاری معتبر در پژوهشها و درمآنهای روانشناختی شناخته شود.
پژوهش حاضر محدودیتهایی دارد که تعمیم نتایج را با احتیاط همراه میکند. مهمترین محدودیت، نمونهگیری تنها از دانشجویان و استفاده از روش خودگزارشدهی است که به ترتیب، قابلیت تعمیم به سایر گروهها را کاهش میدهد و ممکن است تحت تأثیر سوگیریهای پاسخ قرار گرفته باشد. برای پژوهشهای آتی، پیشنهاد میشود از نمونههای متنوعتر از نظر جمعیتشناختی استفاده شود و با طراحی مطالعات طولی، پایداری بلندمدت سازهها نیز بررسی گردد.
نتیجهگیری
یافتههای مطالعه حاضر نشان داد که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در نمونه پژوهش، از ویژگیهای روانسنجی قابل قبولی شامل روایی عاملی، روایی ملاکی، همسانی درونی و ثبات زمانی برخوردار است و میتواند به عنوان ابزاری معتبر و پایا برای سنجش این سازه در جمعیتهای مشابه مورد استفاده قرار گیرد. با توجه به این یافتهها، پیشنهاد میشود متخصصان حوزه سلامت روان (مانند روانشناسان و مشاوران) از این ابزار بهعنوان یک ابزار غربالگری و تشخیصی کمکی در فرآیند ارزیابی مراجعان استفاده نمایند. کاربرد این پرسشنامه میتواند به شناسایی زودهنگام و دقیقتر باورهای ناسازگارانه منجر شود و طراحی مداخلات درمانی هدفمند، به ویژه در چارچوب رویکردهای شناختی-رفتاری، را تسهیل نماید.
تشکر و قدردانی
به این وسیله از کلیه دانشجویان به خاطر همکاری ارزندهشان در اجرای این پژوهش و همچنین از دانشگاه محقق اردبیلی بابت حمایت مالی از این پژوهش، نهایت قدردانی را داریم.
تعارض منافع: نویسندگان تعهد مینمایند که هیچ نوع تعارض منافعی بین آنها وجود ندارد.
حامی مالی: این مطالعه با حمایت مالی دانشگاه محقق اردبیلی اتجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کداخلاق): اصول اخلاقی مطابق با بیانیه هلسینکی رعایت شد، از جمله اطلاعرسانی کامل به شرکتکنندگان، حفظ اختیار آنها در شرکت یا انصراف، تضمین محرمانگی اطلاعات و صداقت علمی در انجام پژوهش. همچنین از دانشآموزان و مسئولان مرتبط قدردانی شده است. این پژوهش با کد اخلاق به تصویب رسیده است.
(IR.UMA.REC.1404.004).
مشارکت نویسندگان
- طراحی ایده: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
- روش کار: شیرین احمدی
- جمعآوری دادهها: شیرین احمدی
- تجزیهوتحلیل دادهها: شیرین احمدی
- نظارت: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
- مدیریت پروژه: سجاد بشرپور
- نگارش – پیشنویس اصلی: شیرین احمدی
- نگارش – بررسی و ویرایش: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
پژوهش حاضر با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در دانشجویان ایرانی انجام شد. سؤال اول پژوهش حاضر این بود که روایی محتوای سؤالات پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد چگونه است؟ به منظور بررسی روایی واگرا نیز از ضریب همبستگی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد با پرسشنامه پنج عاملی شخصیت-فرم کوتاه استفاده شد. در روایی واگرا باید بین دو ابزار کاملاً متفاوت همبستگی کم وجود داشته یا اصلاً وجود نداشته باشد. نتایج تحلیل نشان داد، ابعاد پنج عاملی شخصیت همبستگی معناداری با ابعاد مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد نداشتند. با توجه به مقادیر بهدست آمده میتوان گفت این مقیاس از بعد روایی واگرا سطح نسبتاً مطلوبی دارد. در روایی همگرا باید بین دو ابزار کاملاً همبستگی وجود داشته باشد. در این پژوهش، نگرشهای ناکارآمد همبستگی معناداری با ابعاد مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد داشت. با توجه به مقادیر بهدست آمده میتوان گفت این مقیاس از بعد روایی همگرا سطح نسبتاً مطلوبی دارد.
سؤال دوم پژوهش حاضر این بود که روایی عاملی و ملاکی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد چگونه است؟ همسو با این یافته، Leite و همکاران در پژوهش خود نشان دادند باورهای شخصیتی ناکارآمد دارای شواهد روانسنجی قوی است و مقیاسی پایا و معتبر است که میتوان از آن در ارزیابی باورهای شخصیتی استفاده کرد (22).
بهمنظور بررسی ساختار عاملی مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد، سؤالات پرسشنامه به شیوه تحلیل عاملی اکتشافی به شیوه مؤلفههای اصلی مورد تحلیل قرار گرفت. برای اطمینان از مناسب بودن دادهها از ضریب KMO و آزمون Bartlett استفاده شد. مقدار KMO همواره در محدوده 0 تا 1 در نوسان است. در صورتی که مقدار آن کمتر از 5/0 باشد، دادهها برای تحلیل عاملی مناسب نخواهد بود و اگر مقدار آن از 5/0 تا 69/0 باشد باید با احتیاط به اجرای تحلیل عاملی پرداخت، اما در صورتی که مقدار آن بزرگتر از 7/0 باشد همبستگی موجود بین دادهها برای تحلیل عاملی مناسب است. آزمون Bartlett نیز این فرضیه را که ماتریس همبستگیهای مشاهده شده متعلق به جامعهای با متغیرهای ناهمبسته است میآزماید (33).
پس از اطمینان از کیفیت ماتریس همبستگی سؤالات پرسشنامه و همچنین کفایت نمونهبرداری محتوایی، سؤالات مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد به شیوه واریماکس چرخش داده شد. نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد، ده عامل مجموعاً 98/53 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند.
یافتههای تحلیل نشان داد که این ابزار، باورهای شخصیتی ناکارآمد را به صورت سازه ده بعدی اندازهگیری میکند. این یافته با نتایج سایر پژوهشها مبنی بر ده عاملی بودن پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد همسو بوده است. یافتههای تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که دادهها با یک مدل 10 عاملی برازش مناسب دارد. این ابزار در چندین بررسی، یعنی در بیماران سالم و روانپزشکی، همسانی درونی خوبی نشان داد، همچنین شاخصهای خوبی از ثبات زمانی آزمون-بازآزمایی) مربوط به بیماران روانپزشکی سرپایی بود. Fournier و همکاران با تحلیل ساختار عاملی باورهای شخصیتی ناکارآمد، هفت عامل را شناسایی کردند که در آن باورهای مرتبط با اختلالات شخصیت وابسته و اجتنابی در یک عامل واحد اشباع شده بودند (25). سؤال سوم پژوهش حاضر این بود که ضرایب پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد بر اساس روشهای همسانی درونی چگونه است؟
همسو با این یافته Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). Türkçapar و همکاران نیز در نسخه ترکی باورهای شخصیتی ویژگیهای روانسنجی خوبی را با سطح بالایی از سازگاری درونی نشان دادند (23).
برای بررسی اعتبار مقیاس باورهای شخصیتی ناکارآمد، از روش آلفای کرونباخ و پایایی ترکیبی (CR) استفاده شد. نتایج حاصل از ضریب همسان درونی نشان داد که این مقیاس از پایایی مناسبی برخوردار است. همسو با این یافته Moretti و همکاران در پژوهش خود میزان پایایی پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد و مؤلفههای آن را 90/0-75/0 گزارش کردند (21). Türkçapar و همکاران نیز در نسخه ترکی باورهای شخصیتی ویژگیهای روانسنجی خوبی را با سطح بالایی از سازگاری درونی نشان دادند (23). پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد یکی از ابزارهای معتبر و شناختهشده در روانشناسی است که برای اندازهگیری باورهای غیر مؤثر یا منفی فرد نسبت به خود و دیگران طراحی شده است. این پرسشنامه در مطالعات مختلف به دلیل داشتن روایی و پایایی بالا مورد تأیید قرار گرفته است. روایی آن از طریق همبستگی با مقیاسهای مشابه و ارزیابیهای بالینی تائید شده است و پایایی آن از طریق آزمونهای مختلف نظیر آزمون بازآزمایی و آلفای کرونباخ نشان داده شده است. همچنین، ساختار عاملی پرسشنامه به طور معناداری با نظریههای روانشناسی سازگاری دارد و توانسته است در شناسایی مشکلات شناختی و هیجانی مرتبط با باورهای ناکارآمد مؤثر باشد. به علاوه، کاربرد آن در جمعیتهای مختلف فرهنگی و جمعیتی، نشان دهنده قابلیت تطابق و اعتبار آن در زمینههای مختلف است. این ویژگیها باعث میشود که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد به عنوان ابزاری معتبر در پژوهشها و درمآنهای روانشناختی شناخته شود.
پژوهش حاضر محدودیتهایی دارد که تعمیم نتایج را با احتیاط همراه میکند. مهمترین محدودیت، نمونهگیری تنها از دانشجویان و استفاده از روش خودگزارشدهی است که به ترتیب، قابلیت تعمیم به سایر گروهها را کاهش میدهد و ممکن است تحت تأثیر سوگیریهای پاسخ قرار گرفته باشد. برای پژوهشهای آتی، پیشنهاد میشود از نمونههای متنوعتر از نظر جمعیتشناختی استفاده شود و با طراحی مطالعات طولی، پایداری بلندمدت سازهها نیز بررسی گردد.
نتیجهگیری
یافتههای مطالعه حاضر نشان داد که پرسشنامه باورهای شخصیتی ناکارآمد در نمونه پژوهش، از ویژگیهای روانسنجی قابل قبولی شامل روایی عاملی، روایی ملاکی، همسانی درونی و ثبات زمانی برخوردار است و میتواند به عنوان ابزاری معتبر و پایا برای سنجش این سازه در جمعیتهای مشابه مورد استفاده قرار گیرد. با توجه به این یافتهها، پیشنهاد میشود متخصصان حوزه سلامت روان (مانند روانشناسان و مشاوران) از این ابزار بهعنوان یک ابزار غربالگری و تشخیصی کمکی در فرآیند ارزیابی مراجعان استفاده نمایند. کاربرد این پرسشنامه میتواند به شناسایی زودهنگام و دقیقتر باورهای ناسازگارانه منجر شود و طراحی مداخلات درمانی هدفمند، به ویژه در چارچوب رویکردهای شناختی-رفتاری، را تسهیل نماید.
تشکر و قدردانی
به این وسیله از کلیه دانشجویان به خاطر همکاری ارزندهشان در اجرای این پژوهش و همچنین از دانشگاه محقق اردبیلی بابت حمایت مالی از این پژوهش، نهایت قدردانی را داریم.
تعارض منافع: نویسندگان تعهد مینمایند که هیچ نوع تعارض منافعی بین آنها وجود ندارد.
حامی مالی: این مطالعه با حمایت مالی دانشگاه محقق اردبیلی اتجام شده است.
ملاحظات اخلاقی (کداخلاق): اصول اخلاقی مطابق با بیانیه هلسینکی رعایت شد، از جمله اطلاعرسانی کامل به شرکتکنندگان، حفظ اختیار آنها در شرکت یا انصراف، تضمین محرمانگی اطلاعات و صداقت علمی در انجام پژوهش. همچنین از دانشآموزان و مسئولان مرتبط قدردانی شده است. این پژوهش با کد اخلاق به تصویب رسیده است.
(IR.UMA.REC.1404.004).
مشارکت نویسندگان
- طراحی ایده: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
- روش کار: شیرین احمدی
- جمعآوری دادهها: شیرین احمدی
- تجزیهوتحلیل دادهها: شیرین احمدی
- نظارت: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
- مدیریت پروژه: سجاد بشرپور
- نگارش – پیشنویس اصلی: شیرین احمدی
- نگارش – بررسی و ویرایش: سجاد بشرپور، شیرین احمدی
References
1. García LF, Gutiérrez F, García O, Aluja A. The alternative model of personality disorders: Assessment, convergent and discriminant validity, and a look to the future. J Annu Rev Clin Psychol 2024; 20(1): 431-55.
2. Bach B, Tracy M. Clinical utility of the alternative model of personality disorders: A 10th year anniversary review. J Personal Disord 2022; 13(4): 369-79.
3. Tracy M, Penney E, Norton AR. Group schema therapy for personality disorders: Systematic review, research agenda and treatment implications. J Psychother Res 2025: 35(6): 884-903.
4. Li P, Lv Y, Wang R, Chen T, Gao J, Huang Z. How do illegitimate tasks affect hospitality employees’ adaptive performance? An explanation from the perspective of cognitive-affective system theory of personality. Int J Contemp Hosp 2024; 36(9): 3032-51.
5. Zachar P, Krueger RF, Kendler KS. Personality disorder in DSM-5: An oral history. J Psychol Med 2016; 46(1): 1-10.
6. Mischel W, Shoda Y. A cognitive-affective system theory of personality: reconceptualizing situations, dispositions, dynamics, and invariance in personality structure. J Psychol Rev 1995; 102(2): 246.
7. Beck JS, Freeman A. Cognitive therapy of personality disorders. In: Salkovskis PM, editor. Frontiers of cognitive therapy. New York: Guilford Press; 1996; 165-81.
8. Shoda Y, Mischel W. Personality as a stable cognitive-affective activation network: Characteristic patterns of behavior variation emerge from a stable personality structure. Connectionist models of social reasoning and social behavior: Psychology Press; 2014: 175-208.
9. Arntz A, Lobbestael J, Livesley J, Larstone R. Cognitive structures and processes in personality disorders. Handbook of personality disorders: Theory, research, and treatment. 2018: 141-54.
10. Jiang Y. A theory of the neural mechanisms underlying negative cognitive bias in major depression. Frontiers in Psychiatry 2024; 15(1): 1-12.
11. Popolo R, Dimaggio G, MacBeth A, Ottavi P, Centonze A. Management of the therapeutic relationship in a patient with Complex PTSD and Personality Disorder J Clin Psychol 2025; 81(1): 19-30.
12. Monaghan C, Bizumic B. Dimensional models of personality disorders: Challenges and opportunities. J fpsyt 2023; 14(1): 1-16.
13. Widiger TA, Smith M. Personality Disorders: Current Conceptualizations and Challenges. J Annu Rev Clin Psychol 2025; 21(1): 169-92.
14. Widiger TA, Rojas SL. Personality disorders. J Psychiatry 2015; 1(1): 1706-48.
15. Widiger TA, Hines A. The Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, alternative model of personality disorder. J Pers Disord Theory Res Treat 2022; 13(4): 347-57.
16. Williams T, Scalco M, Simms L. The construct validity of general and specific dimensions of personality pathology. J Psychol Med 2018; 48(5): 834-48.
17. Miller JD. Editorial for Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment. 2022.
18. Araújo E, Cruz OS, Moreira D. Maladaptive beliefs of young adults in interpersonal relationships: A systematic literature review. J Trauma, Violence Abuse 2023; 24(2): 646-61.
19. Salicru S. Schema Therapy: The Healthy Adult Meets Sherlock Holmes—An Enactivist and Embodied Cognition Perspective of Metaphor. J Psychol 2024; 15(2): 173-214.
20. Beck AT, Beck JS. The personality belief questionnaire. Unpublished assessment instrument Bala Cynwyd, PA: The Beck Institute for Cognitive Therapy and Research. 1991.
21. Moretti LS, Dominguez Lara SA, Trógolo MA, Conn H, Medrano L. Factor structure and reliability of the Personality Belief Questionnaire in Argentina. J Arch Psychiatry Psych 2018; 3(1): 79-86.
22. Leite DT, Lopes EJ, Lopes RFF. Psychometric characteristics of the personality belief questionnaire–Short form. J Rev BrasTer Comport Cogn 2012; 14(3): 70-87.
23. Türkçapar MH, Örsel S, Uğurlu M, Sargın E, Turhan M, Akkoyunlu S, et al. Kişilik İnanç Ölçeği Türkçe formunun geçerlik ve güvenirliği. Klinik Psikiyatri 2007; 10(1): 177-91.
24. Faustino B, Vasco AB. Emotional schemas mediate the relationship between emotion regulation and symptomatology. J Curr Psychol Rev 2023; 42(4): 2733-9.
25. Fournier JC, DeRubeis RJ, Beck AT. Dysfunctional cognitions in personality pathology: the structure and validity of the Personality Belief Questionnaire. J Psychol Med 2012; 42(4): 795-805.
26. Black W, Babin BJ. Multivariate data analysis: Its approach, evolution, and impact. The great facilitator: Reflections on the contributions of Joseph F Hair, Jr to marketing and business research: Springer; 2019: 121-30.
27. Chen X, He J, Fan X. Applicability of the Ego-Resilience Scale (ER89) in the Chinese cultural context: a validation study. J Psychoeduc Assess 2020; 38(6): 675-91.
28. Ahmadi S, Bsharpoor S, Atadokht A, Narimani M. Designing a Structural Relationship Pattern for Predicting Relapse Consumption Based on Dysfunctional Personality Beliefs The Mediating Role of Inhibition Control. J Appl Psychol Res 2023; 14(1): 1-14.
29. Weissman AN, Beck AT. Development and validation of the Dysfunctional Attitude Scale: A preliminary investigation. Paper presented at the Annual Meeting of the American Educational Research Association; 1978; Toronto, Canada.
30. Ebrahimi A, Neshatdoust H, Kalantari M, Moulavi H, AsadElahi G. Contributions of dysfunctional attitude scale and general health subscales to prediction and odds ratio of depression. Journal of Shahrekord University of Medical Sciences 2008; 4(3): 183-9.
31. McCrae RR, Costa Jr PT. Reinterpreting the Myers‐Briggs type indicator from the perspective of the five‐factor model of personality. J Pers 1989; 57(1): 17-40.
32. Anisi J, Majdian M, Joshanloo M, Gohari-kamel Z. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. Int j Behav Sci 2012; 5(4): 351-5.
33. Kaiser HF. A revised measure of sampling adequacy for factor-analytic data matrices. Educ Psychol Meas 1981; 41(2): 379-81.
34. Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. J Mark 1981; 18(1): 39-50.
2. Bach B, Tracy M. Clinical utility of the alternative model of personality disorders: A 10th year anniversary review. J Personal Disord 2022; 13(4): 369-79.
3. Tracy M, Penney E, Norton AR. Group schema therapy for personality disorders: Systematic review, research agenda and treatment implications. J Psychother Res 2025: 35(6): 884-903.
4. Li P, Lv Y, Wang R, Chen T, Gao J, Huang Z. How do illegitimate tasks affect hospitality employees’ adaptive performance? An explanation from the perspective of cognitive-affective system theory of personality. Int J Contemp Hosp 2024; 36(9): 3032-51.
5. Zachar P, Krueger RF, Kendler KS. Personality disorder in DSM-5: An oral history. J Psychol Med 2016; 46(1): 1-10.
6. Mischel W, Shoda Y. A cognitive-affective system theory of personality: reconceptualizing situations, dispositions, dynamics, and invariance in personality structure. J Psychol Rev 1995; 102(2): 246.
7. Beck JS, Freeman A. Cognitive therapy of personality disorders. In: Salkovskis PM, editor. Frontiers of cognitive therapy. New York: Guilford Press; 1996; 165-81.
8. Shoda Y, Mischel W. Personality as a stable cognitive-affective activation network: Characteristic patterns of behavior variation emerge from a stable personality structure. Connectionist models of social reasoning and social behavior: Psychology Press; 2014: 175-208.
9. Arntz A, Lobbestael J, Livesley J, Larstone R. Cognitive structures and processes in personality disorders. Handbook of personality disorders: Theory, research, and treatment. 2018: 141-54.
10. Jiang Y. A theory of the neural mechanisms underlying negative cognitive bias in major depression. Frontiers in Psychiatry 2024; 15(1): 1-12.
11. Popolo R, Dimaggio G, MacBeth A, Ottavi P, Centonze A. Management of the therapeutic relationship in a patient with Complex PTSD and Personality Disorder J Clin Psychol 2025; 81(1): 19-30.
12. Monaghan C, Bizumic B. Dimensional models of personality disorders: Challenges and opportunities. J fpsyt 2023; 14(1): 1-16.
13. Widiger TA, Smith M. Personality Disorders: Current Conceptualizations and Challenges. J Annu Rev Clin Psychol 2025; 21(1): 169-92.
14. Widiger TA, Rojas SL. Personality disorders. J Psychiatry 2015; 1(1): 1706-48.
15. Widiger TA, Hines A. The Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, alternative model of personality disorder. J Pers Disord Theory Res Treat 2022; 13(4): 347-57.
16. Williams T, Scalco M, Simms L. The construct validity of general and specific dimensions of personality pathology. J Psychol Med 2018; 48(5): 834-48.
17. Miller JD. Editorial for Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment. 2022.
18. Araújo E, Cruz OS, Moreira D. Maladaptive beliefs of young adults in interpersonal relationships: A systematic literature review. J Trauma, Violence Abuse 2023; 24(2): 646-61.
19. Salicru S. Schema Therapy: The Healthy Adult Meets Sherlock Holmes—An Enactivist and Embodied Cognition Perspective of Metaphor. J Psychol 2024; 15(2): 173-214.
20. Beck AT, Beck JS. The personality belief questionnaire. Unpublished assessment instrument Bala Cynwyd, PA: The Beck Institute for Cognitive Therapy and Research. 1991.
21. Moretti LS, Dominguez Lara SA, Trógolo MA, Conn H, Medrano L. Factor structure and reliability of the Personality Belief Questionnaire in Argentina. J Arch Psychiatry Psych 2018; 3(1): 79-86.
22. Leite DT, Lopes EJ, Lopes RFF. Psychometric characteristics of the personality belief questionnaire–Short form. J Rev BrasTer Comport Cogn 2012; 14(3): 70-87.
23. Türkçapar MH, Örsel S, Uğurlu M, Sargın E, Turhan M, Akkoyunlu S, et al. Kişilik İnanç Ölçeği Türkçe formunun geçerlik ve güvenirliği. Klinik Psikiyatri 2007; 10(1): 177-91.
24. Faustino B, Vasco AB. Emotional schemas mediate the relationship between emotion regulation and symptomatology. J Curr Psychol Rev 2023; 42(4): 2733-9.
25. Fournier JC, DeRubeis RJ, Beck AT. Dysfunctional cognitions in personality pathology: the structure and validity of the Personality Belief Questionnaire. J Psychol Med 2012; 42(4): 795-805.
26. Black W, Babin BJ. Multivariate data analysis: Its approach, evolution, and impact. The great facilitator: Reflections on the contributions of Joseph F Hair, Jr to marketing and business research: Springer; 2019: 121-30.
27. Chen X, He J, Fan X. Applicability of the Ego-Resilience Scale (ER89) in the Chinese cultural context: a validation study. J Psychoeduc Assess 2020; 38(6): 675-91.
28. Ahmadi S, Bsharpoor S, Atadokht A, Narimani M. Designing a Structural Relationship Pattern for Predicting Relapse Consumption Based on Dysfunctional Personality Beliefs The Mediating Role of Inhibition Control. J Appl Psychol Res 2023; 14(1): 1-14.
29. Weissman AN, Beck AT. Development and validation of the Dysfunctional Attitude Scale: A preliminary investigation. Paper presented at the Annual Meeting of the American Educational Research Association; 1978; Toronto, Canada.
30. Ebrahimi A, Neshatdoust H, Kalantari M, Moulavi H, AsadElahi G. Contributions of dysfunctional attitude scale and general health subscales to prediction and odds ratio of depression. Journal of Shahrekord University of Medical Sciences 2008; 4(3): 183-9.
31. McCrae RR, Costa Jr PT. Reinterpreting the Myers‐Briggs type indicator from the perspective of the five‐factor model of personality. J Pers 1989; 57(1): 17-40.
32. Anisi J, Majdian M, Joshanloo M, Gohari-kamel Z. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. Int j Behav Sci 2012; 5(4): 351-5.
33. Kaiser HF. A revised measure of sampling adequacy for factor-analytic data matrices. Educ Psychol Meas 1981; 41(2): 379-81.
34. Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. J Mark 1981; 18(1): 39-50.
Investigating the Factor Structure and Validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian Students: A Descriptive Study
Sajjad Basharpoor [3], Shirin Ahmadi[4]
Received: 02/11/25 Sent for Revision: 05/01/26 Received Revised Manuscript: 04/04/26 Accepted: 05/04/26
Background and Objectives: Despite the important theoretical role of dysfunctional personality beliefs in explaining psychopathology, the limited evidence regarding a stable factor structure and the adequacy of measuring this construct within the Iranian cultural context underscores the necessity of validating related assessment instruments.The present study was conducted with the aim of investigating the factor structure and validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian students.
Materials and Methods: The current study was descriptive and correlational. The statistical population included all students of the University of Mohaghegh Ardabili in the academic year 2025, from whom 300 participants were selected using a multistage cluster random sampling method. Data were collected using the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire. To examine convergent and divergent validity, the Five-Factor Personality Questionnaire and the Dysfunctional Attitudes Scale were also administered. The data were analyzed using descriptive statistics and inferential methods, including confirmatory factor analysis, reliability assessment, convergent and divergent validity, and Pearson’s correlation coefficient.
Results: The results showed that this scale had a desirable internal consistency (α=0.82). The fit indices in exploratory and confirmatory factor analyses also confirmed its appropriate validity. Furthermore, no significant relationship was observed between the five‑factor personality dimensions and dysfunctional personality beliefs (p>0.05), indicating desirable divergent validity. In contrast, a significant correlation was found between dysfunctional attitudes and the dimensions of dysfunctional personality beliefs, indicating appropriate convergent validity of the scale (p<0.01).
Conclusion: The results of the current study indicated that the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire has satisfactory validity and reliability and can be used as a reliable instrument for assessing this construct.
Keywords: Factor analysis, Dysfunctional personality beliefs, Students
Funding: This study was funded by Mohaghegh Ardabili University of Medical Sciences.
Conflict of interest: None declared.
Ethical considerations: The Ethics Committee of Mohaghegh Ardabili University of Medical Sciences approved the study (IR.UMA.REC.1404.004).
Authors’ contributions:
- Conceptualization: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
- Methodology: Shirin Ahmadi
- Data collection: Shirin Ahmadi
- Formal analysis: Shirin Ahmadi
- Supervision: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
- Project administration: Sajjad Basharpoor
- Writing- original draft: Shirin Ahmadi
- Writing – review & editing: Sajjad Basharpoor, Shirin Ahmadi
|
Citation: Basharpoor S, Ahmadi Sh. Investigating the Factor Structure and Validation of the Dysfunctional Personality Beliefs Questionnaire in Iranian Students: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2026 Apr; 25 (1): 19-36. doi: 1066224/jrums.25.1.19 [Farsi]
|
[1]- (نویسنده مسئول). استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران
تلفن: 09141402212، پست لکترونیکی: Basharpoor_sajjad@uma.ac.ir
[2]- استادیار گروه علوم تربیتی، دانشکده ادبیات و علوم انسانی، دانشگاه حکیم سبزواری، سبزوار، ایران
[3]- Prof., Dept. of Psychology, Faculty of Education and Psychology, University of Mohaghegh Ardabili, Ardabil, Iran
ORCID:0000-000229202605
(Corresponding Author) Tel: 09141402212, E-mail: basharpoor_sajjad@uma.ac.ir
[4]- Assistant Prof., Dept. of Educational Sciences, Faculty of Literature and Humanities, Hakim Sabzevari University, Sabzevar, Iran
فهرست منابع
1. García LF, Gutiérrez F, García O, Aluja A. The alternative model of personality disorders: Assessment, convergent and discriminant validity, and a look to the future. J Annu Rev Clin Psychol 2024; 20(1): 431-55.
2. Bach B, Tracy M. Clinical utility of the alternative model of personality disorders: A 10th year anniversary review. J Personal Disord 2022; 13(4): 369-79.
3. Tracy M, Penney E, Norton AR. Group schema therapy for personality disorders: Systematic review, research agenda and treatment implications. J Psychother Res 2025: 35(6): 884-903.
4. Li P, Lv Y, Wang R, Chen T, Gao J, Huang Z. How do illegitimate tasks affect hospitality employees’ adaptive performance? An explanation from the perspective of cognitive-affective system theory of personality. Int J Contemp Hosp 2024; 36(9): 3032-51.
5. Zachar P, Krueger RF, Kendler KS. Personality disorder in DSM-5: An oral history. J Psychol Med 2016; 46(1): 1-10.
6. Mischel W, Shoda Y. A cognitive-affective system theory of personality: reconceptualizing situations, dispositions, dynamics, and invariance in personality structure. J Psychol Rev 1995; 102(2): 246.
7. Beck JS, Freeman A. Cognitive therapy of personality disorders. In: Salkovskis PM, editor. Frontiers of cognitive therapy. New York: Guilford Press; 1996; 165-81.
8. Shoda Y, Mischel W. Personality as a stable cognitive-affective activation network: Characteristic patterns of behavior variation emerge from a stable personality structure. Connectionist models of social reasoning and social behavior: Psychology Press; 2014: 175-208.
9. Arntz A, Lobbestael J, Livesley J, Larstone R. Cognitive structures and processes in personality disorders. Handbook of personality disorders: Theory, research, and treatment. 2018: 141-54.
10. Jiang Y. A theory of the neural mechanisms underlying negative cognitive bias in major depression. Frontiers in Psychiatry 2024; 15(1): 1-12.
11. Popolo R, Dimaggio G, MacBeth A, Ottavi P, Centonze A. Management of the therapeutic relationship in a patient with Complex PTSD and Personality Disorder J Clin Psychol 2025; 81(1): 19-30.
12. Monaghan C, Bizumic B. Dimensional models of personality disorders: Challenges and opportunities. J fpsyt 2023; 14(1): 1-16.
13. Widiger TA, Smith M. Personality Disorders: Current Conceptualizations and Challenges. J Annu Rev Clin Psychol 2025; 21(1): 169-92.
14. Widiger TA, Rojas SL. Personality disorders. J Psychiatry 2015; 1(1): 1706-48.
15. Widiger TA, Hines A. The Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, alternative model of personality disorder. J Pers Disord Theory Res Treat 2022; 13(4): 347-57.
16. Williams T, Scalco M, Simms L. The construct validity of general and specific dimensions of personality pathology. J Psychol Med 2018; 48(5): 834-48.
17. Miller JD. Editorial for Personality Disorders: Theory, Research, and Treatment. 2022.
18. Araújo E, Cruz OS, Moreira D. Maladaptive beliefs of young adults in interpersonal relationships: A systematic literature review. J Trauma, Violence Abuse 2023; 24(2): 646-61.
19. Salicru S. Schema Therapy: The Healthy Adult Meets Sherlock Holmes—An Enactivist and Embodied Cognition Perspective of Metaphor. J Psychol 2024; 15(2): 173-214.
20. Beck AT, Beck JS. The personality belief questionnaire. Unpublished assessment instrument Bala Cynwyd, PA: The Beck Institute for Cognitive Therapy and Research. 1991.
21. Moretti LS, Dominguez Lara SA, Trógolo MA, Conn H, Medrano L. Factor structure and reliability of the Personality Belief Questionnaire in Argentina. J Arch Psychiatry Psych 2018; 3(1): 79-86.
22. Leite DT, Lopes EJ, Lopes RFF. Psychometric characteristics of the personality belief questionnaire–Short form. J Rev BrasTer Comport Cogn 2012; 14(3): 70-87.
23. Türkçapar MH, Örsel S, Uğurlu M, Sargın E, Turhan M, Akkoyunlu S, et al. Kişilik İnanç Ölçeği Türkçe formunun geçerlik ve güvenirliği. Klinik Psikiyatri 2007; 10(1): 177-91.
24. Faustino B, Vasco AB. Emotional schemas mediate the relationship between emotion regulation and symptomatology. J Curr Psychol Rev 2023; 42(4): 2733-9.
25. Fournier JC, DeRubeis RJ, Beck AT. Dysfunctional cognitions in personality pathology: the structure and validity of the Personality Belief Questionnaire. J Psychol Med 2012; 42(4): 795-805.
26. Black W, Babin BJ. Multivariate data analysis: Its approach, evolution, and impact. The great facilitator: Reflections on the contributions of Joseph F Hair, Jr to marketing and business research: Springer; 2019: 121-30.
27. Chen X, He J, Fan X. Applicability of the Ego-Resilience Scale (ER89) in the Chinese cultural context: a validation study. J Psychoeduc Assess 2020; 38(6): 675-91.
28. Ahmadi S, Bsharpoor S, Atadokht A, Narimani M. Designing a Structural Relationship Pattern for Predicting Relapse Consumption Based on Dysfunctional Personality Beliefs The Mediating Role of Inhibition Control. J Appl Psychol Res 2023; 14(1): 1-14.
29. Weissman AN, Beck AT. Development and validation of the Dysfunctional Attitude Scale: A preliminary investigation. Paper presented at the Annual Meeting of the American Educational Research Association; 1978; Toronto, Canada.
30. Ebrahimi A, Neshatdoust H, Kalantari M, Moulavi H, AsadElahi G. Contributions of dysfunctional attitude scale and general health subscales to prediction and odds ratio of depression. Journal of Shahrekord University of Medical Sciences 2008; 4(3): 183-9.
31. McCrae RR, Costa Jr PT. Reinterpreting the Myers‐Briggs type indicator from the perspective of the five‐factor model of personality. J Pers 1989; 57(1): 17-40.
32. Anisi J, Majdian M, Joshanloo M, Gohari-kamel Z. Validity and reliability of NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) on university students. Int j Behav Sci 2012; 5(4): 351-5.
33. Kaiser HF. A revised measure of sampling adequacy for factor-analytic data matrices. Educ Psychol Meas 1981; 41(2): 379-81.
34. Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. J Mark 1981; 18(1): 39-50.
35.
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
