جلد 21، شماره 9 - ( 9-1401 )
جلد 21 شماره 9 صفحات 938-923 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Ethics code: IR.IAU.kerman.1399.041
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Ebrahimi M, Kamiabi M, Hajipoor Abaie N, Soltani A. Investigating the Factor Structure and Validating the Short Form of the California Social Adaptation Scale in Abused Teenagers in Kerman City in the Corona Crisis: A Descriptive Study. JRUMS 2022; 21 (9) :923-938
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6660-fa.html
URL: http://journal.rums.ac.ir/article-1-6660-fa.html
ابراهیمی محمد، کامیابی میترا، حاجی‌پور عبایی نجمه، سلطانی امان الله. بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی فرم کوتاه مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در بحران کرونا: یک مطالعه توصیفی. مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان. 1401; 21 (9) :923-938
واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان
متن کامل [PDF 420 kb]
(366 دریافت)
| چکیده (HTML) (553 مشاهده)
جدول 3- شاخصهای کلی برازش مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (240=n)
نمودار 1- مدل ضرایب استاندارد در مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (240=n)
جدول 4- نتایج همسانی درونی مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (328=n)
References
Investigating the Factor Structure and Validating the Short Form of the California Social Adaptation Scale in Abused Teenagers in Kerman City in the Corona Crisis: A Descriptive Study
Mohammad Ebrahimi[5], Mitra Kamyabi[6], Najmeh Hajipoor Abaie [7], Amanollah Soltani[8]
Received: 16/08/22 Sent for Revision: 24/09/22 Received Revised Manuscript: 11/12/22 Accepted: 13/12/22
Background and Objectives: The corona crisis has led to the spread of poverty in some countries and the increase of abused teenagers who have unfavorable social adaptation. Therefore, the purpose of the current research was to determine the factor structure and validate the California Social Adjustment Scale in abused adolescents in Kerman City.
Materials and Methods: This descriptive study was done using psychometric method. The statistical population included all abused teenagers in Kerman City in 2021. Based on psychometric criteria, the number of samples was determined as 360 people for exploratory factor analysis, 250 people for confirmatory factor analysis, and 100 people for convergence validity. The samples were selected by random sampling method. Research information was collected through two questionnaires, the short form of California Social Adjustment Scale and Bell's Social Adjustment Questionnaire in printed form. Content validity, convergent validity, and factor analysis methods were used to check the validity of the scale. The reliability of the scale was evaluated by the methods of internal consistency and split-half reliability (halving).
Results: The results of exploratory factor analysis showed that the short form of the California Social Adaptation Questionnaire consists of six factors and has good validity and reliability. Confirmatory factor analysis also confirmed the six-factor model. This questionnaire was implemented together with Bell's Social Adjustment Questionnaire, which had good reliability and validity with 24 items (p<0.001).
Conclusion: According to the results of this research which showed that the 24-item California Social Adjustment Scale has good reliability and validity, this scale can be used to evaluate social adjustment in abused teenagers.
Key words: Social adjustment, Abused teenagers, Factor analysis, Validation
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Azad University of Kerman approved the study (IR.IAU.1398.95393).
How to cite this article: Ebrahimi Mohammad, Kamyabi Mitra, Hajipoor Abaie Najmeh, Soltani Amanollah. Investigating the Factor Structure and Validating the Short Form of the California Social Adaptation Scale in Abused Teenagers in Kerman City in the Corona Crisis: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21 (9): 923-38. [Farsi]
متن کامل: (443 مشاهده)
مقاله پژوهشی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 21، آذر 1401، 938-923
بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی فرم کوتاه مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در بحران کرونا: یک مطالعه توصیفی
محمد ابراهیمی[1]، میترا کامیابی[2]، نجمه حاجی‌پور عبایی[3]، امان‌الله سلطانی[4]
دریافت مقاله: 25/05/1401 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 02/07/1401 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 20/09/1401 پذیرش مقاله: 22/09/1401
چکیده
زمینه و هدف: بحران کرونا منجر به گسترش فقر در برخی کشورها و افزایش نوجوانان بدسرپرست شده است که این نوجوانان از سازگاری اجتماعی نامطلوبی برخوردار هستند. بنابراین هدف از پژوهش حاضر تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان بود.
مواد و روش‌ها: این پژوهش توصیفی با روش روانسنجی انجام شد. جامعه آماری شامل کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 بود. تعداد نمونهها بر اساس معیارهای روانسنجی به تعداد 360 نفر برای تحلیل عاملی اکتشافی، 250 نفر برای تحلیل عاملی تأییدی و 100 نفر برای بخش روایی همگرایی تعیین شد. نمونهها به روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب شدند. اطلاعات پژوهش از طریق دو پرسشنامه فرم کوتاه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا و پرسشنامه ویژگیهای سازگاری اجتماعی Bell فرم چاپی جمع‌آوری گردید. برای بررسی روایی مقیاس از روش‌های روایی محتوا، همگرا و تحلیل عوامل استفاده شد. پایایی مقیاس به‌وسیله روش‌های همسانی درونی و پایایی تصنیفی (دو نیمه کردن) ارزیابی گردید.
یافتهها: نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد که فرم کوتاه پرسشنامه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا از شش عامل تشکیل شده و از روایی و پایایی مناسبی برخوردار است. تحلیل عاملی تأییدی نیز مدل شش عاملی را تأیید کرد. این پرسشنامه به همراه پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell اجرا شد که با 24 آیتم از پایایی و روایی مناسبی برخوردار بود (001/0P<).
نتیجه‌گیری: با توجه به نتایج پژوهش حاضر که نشان داد مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از پایایی و روایی مناسبی برخوردار است، میتوان از این مقیاس برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست استفاده نمود.
واژه‌های کلیدی: سازگاری اجتماعی، نوجوانان بدسرپرست، تحلیل عاملی، اعتباریابی
مجله دانشگاه علوم پزشکی رفسنجان
دوره 21، آذر 1401، 938-923
بررسی ساختار عاملی و اعتباریابی فرم کوتاه مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در بحران کرونا: یک مطالعه توصیفی
محمد ابراهیمی[1]، میترا کامیابی[2]، نجمه حاجی‌پور عبایی[3]، امان‌الله سلطانی[4]
دریافت مقاله: 25/05/1401 ارسال مقاله به نویسنده جهت اصلاح: 02/07/1401 دریافت اصلاحیه از نویسنده: 20/09/1401 پذیرش مقاله: 22/09/1401
چکیده
زمینه و هدف: بحران کرونا منجر به گسترش فقر در برخی کشورها و افزایش نوجوانان بدسرپرست شده است که این نوجوانان از سازگاری اجتماعی نامطلوبی برخوردار هستند. بنابراین هدف از پژوهش حاضر تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان بود.
مواد و روش‌ها: این پژوهش توصیفی با روش روانسنجی انجام شد. جامعه آماری شامل کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 بود. تعداد نمونهها بر اساس معیارهای روانسنجی به تعداد 360 نفر برای تحلیل عاملی اکتشافی، 250 نفر برای تحلیل عاملی تأییدی و 100 نفر برای بخش روایی همگرایی تعیین شد. نمونهها به روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب شدند. اطلاعات پژوهش از طریق دو پرسشنامه فرم کوتاه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا و پرسشنامه ویژگیهای سازگاری اجتماعی Bell فرم چاپی جمع‌آوری گردید. برای بررسی روایی مقیاس از روش‌های روایی محتوا، همگرا و تحلیل عوامل استفاده شد. پایایی مقیاس به‌وسیله روش‌های همسانی درونی و پایایی تصنیفی (دو نیمه کردن) ارزیابی گردید.
یافتهها: نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد که فرم کوتاه پرسشنامه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا از شش عامل تشکیل شده و از روایی و پایایی مناسبی برخوردار است. تحلیل عاملی تأییدی نیز مدل شش عاملی را تأیید کرد. این پرسشنامه به همراه پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell اجرا شد که با 24 آیتم از پایایی و روایی مناسبی برخوردار بود (001/0P<).
نتیجه‌گیری: با توجه به نتایج پژوهش حاضر که نشان داد مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از پایایی و روایی مناسبی برخوردار است، میتوان از این مقیاس برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست استفاده نمود.
واژه‌های کلیدی: سازگاری اجتماعی، نوجوانان بدسرپرست، تحلیل عاملی، اعتباریابی
مقدمه
نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست نوجوانان 10 تا 18 سال هستند که به علت فوت یک یا هر دوی والدین، شرایط اقتصادی، بیماریهای مزمن و عوامل دیگر آسیب‌پذیر شده‌اند [1]. امروزه به علت شیوع کرونا، تورم افسار گسیخته و مشکلات اقتصادی شاهد افزایش نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست هستیم [2]. بهطوریکه تخمینها بیانگر 200 میلیون نوجوان بدسرپرست در سطح جهان [3] و 26 هزار نوجوان بیسرپرست در ایران است که رقم قابل توجهی است [4].
از دست دادن عزیزان یا مرگ آنها میتواند فشار زیادی به اطرافیان علیالخصوص نوجوانان وارد نماید [5]. نوجوانان بیسرپرست به این واسطه نشانه‌هایی از استرس، تروما را نشان می‌دهند و ممکن است رفتارهای مانند گوشه‌گیری و منفعل، غمگینی، پرخاشگری، ترس، رفتارهای ضداجتماعی داشته باشند [6].
سازگاری اجتماعی (Social adjustment) دربرگیرنده عادات کاری خوب، مهارتهای روابط بینفردی، کنترل عاطفی، انسجام خانوادگی و ماهیت روابط خانوادگی است. سازگاری در نوجوانان به این اشاره دارد که نوجوان تا چه اندازه در روابط خود با سایر نوجوانان و بزرگسالان مقبولیت نشان میدهد [7].
محیط خانه (تعامل بین اعضای یک خانواده) تأثیر به‌سزایی بر رفتار سازگاری و رشد کلی نوجوانان دارد [8]. بهطوریکه هر یک از عوامل مرتبط با خانه مانند وضعیت صلاحیت والدین، همکاری بین اعضاء، وضعیت اجتماعی و مالی، ماهیت و اندازه خانواده و غیره به شدت بر سازگاری اجتماعی نوجوان تأثیر می‌گذارد [9].
در نوجوانان بیسرپرست یا بدسرپرست محیط خانه در شرایط نامناسبی قرار دارد یا اصلاً وجود ندارد، به همین دلیل نوجوانان از گرمای عاطفی والدین برخوردار نیستند و این امر باعث تضعیف تنظیم هیجانی، احساسات منفی، افزایش اضطراب و کاهش سازگاری اجتماعی در نوجوانان میگردد [10].
با توجه به تأثیر ناسازگاری اجتماعی بر رفتارهای پرخاشگرانه، افسردگی، کاهش تعاملات اجتماعی و مهارتهای ارتباط مؤثر [11]، تشخیص وضعیت سازگاری اجتماعی میتواند منجر به افزایش کیفیت زندگی و همین طور شناسایی افراد بالقوه در معرض خطر کمک کند [12].
برای ارزیابی سازگاری اجتماعی طیف گستردهای از ابزارهای غربالگری و اندازهگیری مورد استفاده قرار میگیرد، اما اطلاعات کمی در مورد کاربرد آنها در نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست وجود دارد [13].
همین طور اکثر این ابزارها برای جمعیت بزرگسال غربی توسعه یافتهاند. در صورتی که ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست نیازمند یک ابزار مفید با توجه به شرایط نوجوانان بدسرپرست ایرانی باشد و هم اعتبار فرهنگی در جامعه ایرانی داشته باشد [14].
بررسی ادبیات موجود در مورد ابزارهای معتبر برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان نشان داد که ابزار سازگاری کالیفرنیا یکی از ابزارهایی است که در مطالعات بسیاری برای ارزیابی سازگاری اجتماعی استفاده میشود [17-15] و توانسته است سازگاری اجتماعی را در بین نوجوانان ارزایابی نماید [20-18، 13].
از طرف دیگر تعداد بالای نوجوانان بدسرپرست و افزایش روز به روز این نوجوانان بهواسطه مشکلات اقتصادی، وجود یک ابزار مبتنی بر فرهنگ ایرانی که سازگاری اجتماعی را ارزیابی نماید ضروری است [4].
با این وجود این ابزار تاکنون در ایران برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست استفاده نشده است و همینطور اعتباریابی آن در این جامعه از نوجوانان نیز بررسی نشده است.
بنابراین این تحقیق با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی فرم کوتاه مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در نوجوانان بدسرپرست انجام شد.
مواد و روش‌ها
این پژوهش توصیفی از نوع روانسنجی بود که با روش مدلیابی معادلات ساختاری انجام شد. جامعه مورد نظر در پژوهش حاضر کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 بودند. این مطالعه دارای کد اخلاق از کمیته اخلاق دانشگاه آزاد کرمان است (IR.IAU.1398.95393).
تعداد نمونه برای روایی همگرایی تعداد 100 نفر بر اساس معیار Sanjari و همکاران در نظر گرفته شد [14]. همینطور تعداد نمونه‌های لازم در تحلیل عاملی اکتشافی برای هر سؤال 15 نفر در نظر گرفته شده است [21]، که با توجه به تعداد سؤالات 360 نفر در نظر گرفته شد. همینطور برای تحلیل عاملی تأییدی تعداد نمونه برابر 250 نفر در نظر گرفته شده است [22]. برای نمونه‌گیری در روایی همگرا و تحلیل عاملی از روش نمونه‌گیری تصادفی استفاده شد. لازم به ذکر است ابتدا نمونه‌های روایی همگرایی انتخاب گردید و افراد انتخاب شده از جامعه آماری برای تحلیل عاملی کنار گذاشته شدند.
نمونه‌گیری به این صورت انجام شد که محقق با مراجعه به مراکز بهزیستی، لیست نوجوانان بدسرپرست را تهیه و سپس بهصورت تصادفی با روش قرعهکشی نمونهها انتخاب شدند. سپس با مراجعه به افراد نمونه، پرسشنامه تحقیق پس از کسب رضایت آگاهانه به آنها ارائه گردید. پرسشنامهها بهصورت فردی توزیع گردید و به هر آزمودنی 60 دقیقه زمان برای پاسخگویی داده شد. تعداد 678 پرسشنامه تکمیل گردید. ویژگیهای جمعیت‌شناختی شامل جنسیت، سن، رتبه تولد و وضعیت تحصیلی از نمونهها ثبت و جمع‌آوری شده است.
ملاک ورود به پژوهش شامل داوطلب بودن آزمودنی و نوجوان بدسرپرست یا بیسرپرست بود. ملاک خروج شامل عدم تکمیل پرسشنامهها بود. این پژوهش پس از کسب اجازه آگاهانه از شرکت‌کنندگان در مطالعه انجام شد. این نکته مهم ذکر گردید که کلیه نکات مندرج در پرسشنامه بهصورت محرمانه باقی خواهد ماند تا آزمودنی‌ها دقیق‌ترین پاسخها را انتخاب نمایند.
آزمون سازگاری اجتماعی کالیفرنیا (California Social Adjustment Test): این آزمون در سال 1939 برای ارزیابی سازگاری فردی و اجتماعی معرفی شد و در سال 1953 تجدید نظر شد. پرسشنامه دارای 180 سؤال (صحیح=1 و غلط=0) است که 90 سؤال اول مربوط به سازگاری فردی و 90 سؤال دوم مربوط به سازگاری اجتماعی است. روایی و پایایی این مقیاس در تحقیقات مختلف تأیید شده است [31]. در ایران ضریب پایایی این پرسشنامه از طریق آلفای کرونباخ برابر با 84/0 به دست آمده است [23]. روایی و پایایی آن در فرم کوتاه شده این مقیاس که 24 سؤال دارد، به ترتیب 89/0 و 91/0 گزارش شده است [24]. در پژوهش حاضر، از بخش فرم کوتاه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا توسعه داده شده توسط Montgomery استفاده شده است. این بخش از آزمون دارای شش خرده مقیاس: 1- قالبهای اجتماعی، 2- مهارتهای اجتماعی، 3- علائق ضد اجتماعی، 4-روابط خانوادگی، 5- روابط مدرسهای، 6- روابط اجتماعی، و دارای 24 سؤال است [24].
پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell (Bell Social Adjustment Questionnaire): این پرسشنامه توسط Bell ساخته شده است و دارای ۵ مؤلفه سازگاری در خانه، سازگاری شغلی، سازگاری تندرستی، سازگاری عاطفی و سازگاری اجتماعی میباشد. کل آزمون دارای ۳۲ سؤال میباشد و گزینههای آن بله و خیر و نمیدانم، می‌باشند که گزینه بله ۱ نمره و خیر صفر نمره دارد و در تحقیقات مختلف روایی و پایایی آن مورد تأیید قرار گرفته است [29-25]. روایی و پایایی این پرسشنامه در ایران تأیید شده است. در ایران ضریب پایایی این پرسشنامه از طریق آلفای کرونباخ برابر با 81/0 بهدست آمده است. روایی همگرای آن با مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در مؤلفههای سازگاری در خانه 79/0، سازگاری شغلی 82/0، سازگاری تندرستی 88/0، سازگاری عاطفی 85/0 و سازگاری اجتماعی 91/0 بهدست آمد [29].
تحلیل داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 22 و LISREL نسخه 8 صورت گرفت. از آمار توصیفی جهت برآورد فراوانی و درصد استفاده شد. برای بررسی روایی محتوایی، نسبت روایی محتوایی و شاخص روایی محتوایی برآورد شد [30]. جهت بررسی روایی همگرایی، از ضریب همبستگی Pearson بین نمرات مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی و پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell استفاده شد. برای بررسی روایی سازه و تعیین ساختار عاملی مقیاس تحت بررسی، تحلیل عاملی اکتشافی به روش تحلیل مؤلفههای اصلی با چرخش Varimax انجام شد. در این تحلیل عوامل دارای ارزش‌های ویژه بیشتر از 1 به عنوان عامل‌های اصلی در نظر گرفته شد [31]. تحلیل عاملی تأییدی نیز جهت بررسی برازش مقیاس به کار گرفته شد.
نتایج
نمونه پژوهش شامل 678 نفر شرکت کننده، 371 نفر (72/54 درصد) پسر و 307 نفر (28/45 درصد) دختر بودند. سن 230 نفر (92/33 درصد) 10 تا 12 سال، 251 نفر (02/37 درصد) 13 تا 14 سال و 197 نفر (06/29 درصد) 15 تا 17 سال بود. 82 نفر (09/12 درصد) مقطع ابتدایی، 259 نفر (2/38 درصد) مقطع متوسطه اول و 337 نفر (71/49 درصد) در مقطع متوسطه دوم بودند (جدول 1).
جدول 1- ویژگیهای دموگرافیک نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (678=n)
جهت بررسی روایی محتوایی پرسشنامه، از نظر 10 متخصص رشته روانشناسی استفاده شد که همه سؤالات آن مورد تأیید قرار گرفت. نسبت روایی محتوایی برای 24 سؤال مقیاس در دامنه 69 تا 100 درصد قرار داشت. بر اساس جدول Lawshe برای ارزیابی 10 متخصص، نسبت روایی محتوایی بالاتر از 62/0 مورد نیاز است و شاخص روایی محتوایی نیز برابر با 73/0 برآورد گردید که مقدار قابل قبولی است. حداقل مقدار قابل قبول شاخص روایی محتوایی برابر با 70/0 است [32].
به‌منظور بررسی همبستگی بین نمرات آزمودنی‌ها در هر گویه و نمره آنها در کل مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی، از ضریب همبستگی Pearson استفاده شد. نتایج حاصل از همبستگی گویه‌ها با نمره کل مقیاس، بیانگر آن است که همه گویه‌ها همبستگی مثبت و معنی‌داری با نمره کل دارند و در دامنه 24/0 تا 40/0 متغیر بودند. به‌منظور بررسی روایی همگرایی، مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی در کنار پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell اجرا شد. نتایج نشان داد که همبستگی بین مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی با پرسشنامه ویژگیهای سازگاری اجتماعی Bell مثبت معنی‌دار بود (67/0=r، 001/0>P).
برای پی بردن به اینکه آیا ماتریس همبستگی بین سؤالات مقیاس، از تناسب کافی برای تحلیل عاملی برخوردار است یا نه از اندازه کفایت نمونه‌گیری و آزمون کرویت Bartlett استفاده شد. نتایج نشان داد که مقدار کرویت Bartlett برای پژوهش حاضر برابر با 74/0 میباشد که نشان‌دهنده کفایت حجم نمونه است، بنابراین حجم نمونه برای این تحلیل کافی بوده است (005/0=P، 276=df، 58/3017=χ2). نتایج نشان داد اجرای تحلیل عاملی برای داده‌های بهدست آمده قابل توجیه است. برای انجام یک تحلیل عاملی خوب در آزمون کفایت نمونه‌برداری، ارزش‌های 60/0 و بالاتر از آن، مورد نیاز است و در صورتی میتوان گفت که داده‌ها برای تحلیل عامل مناسب هستند که مقدار آزمون Bartlett در سطح معناداری قابل قبول باشد [33].
نتایج مربوط به تحلیل بار عاملی سؤالات نشان داد که تمامی سؤالات بار عاملی بالای 5/0 داشتند. همینطور نتایج نشان داد که مقیاس از شش عامل اشباع میباشد که بر اساس روش مؤلفههای اصلی با چرخش Varimax در مجموع 68/65 درصد از واریانس مورد نظر را تبیین میکند که به ترتیب عامل اول با 22/11 درصد، عامل دوم با 12/11 درصد، عامل سوم با 92/10 درصد، عامل چهارم با 84/10 درصد، عامل پنجم با 81/10 درصد و عامل ششم با 70/10 درصد از واریانس را تبیین مینمایند. این مقیاس مشتمل بر بعد قالبهای اجتماعی شامل سؤالات 1 تا 4، مهارتهای اجتماعی شامل سؤالات 5 تا 8، علائق ضد اجتماعی شامل سؤالات 9 تا 12، روابط خانوادگی شامل سؤالات 13 تا 16، روابط مدرسهای شامل سؤالات 17 تا 20 و روابط اجتماعی شامل سؤالات 21 تا 24 است (جدول 2).
نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست نوجوانان 10 تا 18 سال هستند که به علت فوت یک یا هر دوی والدین، شرایط اقتصادی، بیماریهای مزمن و عوامل دیگر آسیب‌پذیر شده‌اند [1]. امروزه به علت شیوع کرونا، تورم افسار گسیخته و مشکلات اقتصادی شاهد افزایش نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست هستیم [2]. بهطوریکه تخمینها بیانگر 200 میلیون نوجوان بدسرپرست در سطح جهان [3] و 26 هزار نوجوان بیسرپرست در ایران است که رقم قابل توجهی است [4].
از دست دادن عزیزان یا مرگ آنها میتواند فشار زیادی به اطرافیان علیالخصوص نوجوانان وارد نماید [5]. نوجوانان بیسرپرست به این واسطه نشانه‌هایی از استرس، تروما را نشان می‌دهند و ممکن است رفتارهای مانند گوشه‌گیری و منفعل، غمگینی، پرخاشگری، ترس، رفتارهای ضداجتماعی داشته باشند [6].
سازگاری اجتماعی (Social adjustment) دربرگیرنده عادات کاری خوب، مهارتهای روابط بینفردی، کنترل عاطفی، انسجام خانوادگی و ماهیت روابط خانوادگی است. سازگاری در نوجوانان به این اشاره دارد که نوجوان تا چه اندازه در روابط خود با سایر نوجوانان و بزرگسالان مقبولیت نشان میدهد [7].
محیط خانه (تعامل بین اعضای یک خانواده) تأثیر به‌سزایی بر رفتار سازگاری و رشد کلی نوجوانان دارد [8]. بهطوریکه هر یک از عوامل مرتبط با خانه مانند وضعیت صلاحیت والدین، همکاری بین اعضاء، وضعیت اجتماعی و مالی، ماهیت و اندازه خانواده و غیره به شدت بر سازگاری اجتماعی نوجوان تأثیر می‌گذارد [9].
در نوجوانان بیسرپرست یا بدسرپرست محیط خانه در شرایط نامناسبی قرار دارد یا اصلاً وجود ندارد، به همین دلیل نوجوانان از گرمای عاطفی والدین برخوردار نیستند و این امر باعث تضعیف تنظیم هیجانی، احساسات منفی، افزایش اضطراب و کاهش سازگاری اجتماعی در نوجوانان میگردد [10].
با توجه به تأثیر ناسازگاری اجتماعی بر رفتارهای پرخاشگرانه، افسردگی، کاهش تعاملات اجتماعی و مهارتهای ارتباط مؤثر [11]، تشخیص وضعیت سازگاری اجتماعی میتواند منجر به افزایش کیفیت زندگی و همین طور شناسایی افراد بالقوه در معرض خطر کمک کند [12].
برای ارزیابی سازگاری اجتماعی طیف گستردهای از ابزارهای غربالگری و اندازهگیری مورد استفاده قرار میگیرد، اما اطلاعات کمی در مورد کاربرد آنها در نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست وجود دارد [13].
همین طور اکثر این ابزارها برای جمعیت بزرگسال غربی توسعه یافتهاند. در صورتی که ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست نیازمند یک ابزار مفید با توجه به شرایط نوجوانان بدسرپرست ایرانی باشد و هم اعتبار فرهنگی در جامعه ایرانی داشته باشد [14].
بررسی ادبیات موجود در مورد ابزارهای معتبر برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان نشان داد که ابزار سازگاری کالیفرنیا یکی از ابزارهایی است که در مطالعات بسیاری برای ارزیابی سازگاری اجتماعی استفاده میشود [17-15] و توانسته است سازگاری اجتماعی را در بین نوجوانان ارزایابی نماید [20-18، 13].
از طرف دیگر تعداد بالای نوجوانان بدسرپرست و افزایش روز به روز این نوجوانان بهواسطه مشکلات اقتصادی، وجود یک ابزار مبتنی بر فرهنگ ایرانی که سازگاری اجتماعی را ارزیابی نماید ضروری است [4].
با این وجود این ابزار تاکنون در ایران برای ارزیابی سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست یا بیسرپرست استفاده نشده است و همینطور اعتباریابی آن در این جامعه از نوجوانان نیز بررسی نشده است.
بنابراین این تحقیق با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی فرم کوتاه مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در نوجوانان بدسرپرست انجام شد.
مواد و روش‌ها
این پژوهش توصیفی از نوع روانسنجی بود که با روش مدلیابی معادلات ساختاری انجام شد. جامعه مورد نظر در پژوهش حاضر کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 بودند. این مطالعه دارای کد اخلاق از کمیته اخلاق دانشگاه آزاد کرمان است (IR.IAU.1398.95393).
تعداد نمونه برای روایی همگرایی تعداد 100 نفر بر اساس معیار Sanjari و همکاران در نظر گرفته شد [14]. همینطور تعداد نمونه‌های لازم در تحلیل عاملی اکتشافی برای هر سؤال 15 نفر در نظر گرفته شده است [21]، که با توجه به تعداد سؤالات 360 نفر در نظر گرفته شد. همینطور برای تحلیل عاملی تأییدی تعداد نمونه برابر 250 نفر در نظر گرفته شده است [22]. برای نمونه‌گیری در روایی همگرا و تحلیل عاملی از روش نمونه‌گیری تصادفی استفاده شد. لازم به ذکر است ابتدا نمونه‌های روایی همگرایی انتخاب گردید و افراد انتخاب شده از جامعه آماری برای تحلیل عاملی کنار گذاشته شدند.
نمونه‌گیری به این صورت انجام شد که محقق با مراجعه به مراکز بهزیستی، لیست نوجوانان بدسرپرست را تهیه و سپس بهصورت تصادفی با روش قرعهکشی نمونهها انتخاب شدند. سپس با مراجعه به افراد نمونه، پرسشنامه تحقیق پس از کسب رضایت آگاهانه به آنها ارائه گردید. پرسشنامهها بهصورت فردی توزیع گردید و به هر آزمودنی 60 دقیقه زمان برای پاسخگویی داده شد. تعداد 678 پرسشنامه تکمیل گردید. ویژگیهای جمعیت‌شناختی شامل جنسیت، سن، رتبه تولد و وضعیت تحصیلی از نمونهها ثبت و جمع‌آوری شده است.
ملاک ورود به پژوهش شامل داوطلب بودن آزمودنی و نوجوان بدسرپرست یا بیسرپرست بود. ملاک خروج شامل عدم تکمیل پرسشنامهها بود. این پژوهش پس از کسب اجازه آگاهانه از شرکت‌کنندگان در مطالعه انجام شد. این نکته مهم ذکر گردید که کلیه نکات مندرج در پرسشنامه بهصورت محرمانه باقی خواهد ماند تا آزمودنی‌ها دقیق‌ترین پاسخها را انتخاب نمایند.
آزمون سازگاری اجتماعی کالیفرنیا (California Social Adjustment Test): این آزمون در سال 1939 برای ارزیابی سازگاری فردی و اجتماعی معرفی شد و در سال 1953 تجدید نظر شد. پرسشنامه دارای 180 سؤال (صحیح=1 و غلط=0) است که 90 سؤال اول مربوط به سازگاری فردی و 90 سؤال دوم مربوط به سازگاری اجتماعی است. روایی و پایایی این مقیاس در تحقیقات مختلف تأیید شده است [31]. در ایران ضریب پایایی این پرسشنامه از طریق آلفای کرونباخ برابر با 84/0 به دست آمده است [23]. روایی و پایایی آن در فرم کوتاه شده این مقیاس که 24 سؤال دارد، به ترتیب 89/0 و 91/0 گزارش شده است [24]. در پژوهش حاضر، از بخش فرم کوتاه سازگاری اجتماعی کالیفرنیا توسعه داده شده توسط Montgomery استفاده شده است. این بخش از آزمون دارای شش خرده مقیاس: 1- قالبهای اجتماعی، 2- مهارتهای اجتماعی، 3- علائق ضد اجتماعی، 4-روابط خانوادگی، 5- روابط مدرسهای، 6- روابط اجتماعی، و دارای 24 سؤال است [24].
پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell (Bell Social Adjustment Questionnaire): این پرسشنامه توسط Bell ساخته شده است و دارای ۵ مؤلفه سازگاری در خانه، سازگاری شغلی، سازگاری تندرستی، سازگاری عاطفی و سازگاری اجتماعی میباشد. کل آزمون دارای ۳۲ سؤال میباشد و گزینههای آن بله و خیر و نمیدانم، می‌باشند که گزینه بله ۱ نمره و خیر صفر نمره دارد و در تحقیقات مختلف روایی و پایایی آن مورد تأیید قرار گرفته است [29-25]. روایی و پایایی این پرسشنامه در ایران تأیید شده است. در ایران ضریب پایایی این پرسشنامه از طریق آلفای کرونباخ برابر با 81/0 بهدست آمده است. روایی همگرای آن با مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در مؤلفههای سازگاری در خانه 79/0، سازگاری شغلی 82/0، سازگاری تندرستی 88/0، سازگاری عاطفی 85/0 و سازگاری اجتماعی 91/0 بهدست آمد [29].
تحلیل داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 22 و LISREL نسخه 8 صورت گرفت. از آمار توصیفی جهت برآورد فراوانی و درصد استفاده شد. برای بررسی روایی محتوایی، نسبت روایی محتوایی و شاخص روایی محتوایی برآورد شد [30]. جهت بررسی روایی همگرایی، از ضریب همبستگی Pearson بین نمرات مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی و پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell استفاده شد. برای بررسی روایی سازه و تعیین ساختار عاملی مقیاس تحت بررسی، تحلیل عاملی اکتشافی به روش تحلیل مؤلفههای اصلی با چرخش Varimax انجام شد. در این تحلیل عوامل دارای ارزش‌های ویژه بیشتر از 1 به عنوان عامل‌های اصلی در نظر گرفته شد [31]. تحلیل عاملی تأییدی نیز جهت بررسی برازش مقیاس به کار گرفته شد.
نتایج
نمونه پژوهش شامل 678 نفر شرکت کننده، 371 نفر (72/54 درصد) پسر و 307 نفر (28/45 درصد) دختر بودند. سن 230 نفر (92/33 درصد) 10 تا 12 سال، 251 نفر (02/37 درصد) 13 تا 14 سال و 197 نفر (06/29 درصد) 15 تا 17 سال بود. 82 نفر (09/12 درصد) مقطع ابتدایی، 259 نفر (2/38 درصد) مقطع متوسطه اول و 337 نفر (71/49 درصد) در مقطع متوسطه دوم بودند (جدول 1).
جدول 1- ویژگیهای دموگرافیک نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (678=n)
| متغیر | تعداد | (درصد) | |
| جنسیت | پسر | 371 | 72/54 |
| دختر | 307 | 28/45 | |
| رده سنی (سال) | 10-12 | 230 | 92/33 |
| 13-14 | 251 | 02/37 | |
| 15-17 | 197 | 06/29 | |
| رتبه تولد | فرزند اول | 135 | 91/19 |
| فرزند دوم | 216 | 86/31 | |
| فرزند سوم | 122 | 99/17 | |
| فرزند چهارم | 76 | 21/11 | |
| فرزند پنجم | 41 | 05/6 | |
| فرزند ششم | 28 | 13/4 | |
| فرزند هفتم | 33 | 87/4 | |
| فرزند هشتم | 21 | 10/3 | |
| فرزند نهم | 6 | 88/0 | |
| وضعیت تحصیل | مقطع ابتدایی | 82 | 09/12 |
| مقطع متوسطه اول | 259 | 20/38 | |
| مقطع متوسطه دوم | 337 | 71/49 |
به‌منظور بررسی همبستگی بین نمرات آزمودنی‌ها در هر گویه و نمره آنها در کل مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی، از ضریب همبستگی Pearson استفاده شد. نتایج حاصل از همبستگی گویه‌ها با نمره کل مقیاس، بیانگر آن است که همه گویه‌ها همبستگی مثبت و معنی‌داری با نمره کل دارند و در دامنه 24/0 تا 40/0 متغیر بودند. به‌منظور بررسی روایی همگرایی، مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی در کنار پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell اجرا شد. نتایج نشان داد که همبستگی بین مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی با پرسشنامه ویژگیهای سازگاری اجتماعی Bell مثبت معنی‌دار بود (67/0=r، 001/0>P).
برای پی بردن به اینکه آیا ماتریس همبستگی بین سؤالات مقیاس، از تناسب کافی برای تحلیل عاملی برخوردار است یا نه از اندازه کفایت نمونه‌گیری و آزمون کرویت Bartlett استفاده شد. نتایج نشان داد که مقدار کرویت Bartlett برای پژوهش حاضر برابر با 74/0 میباشد که نشان‌دهنده کفایت حجم نمونه است، بنابراین حجم نمونه برای این تحلیل کافی بوده است (005/0=P، 276=df، 58/3017=χ2). نتایج نشان داد اجرای تحلیل عاملی برای داده‌های بهدست آمده قابل توجیه است. برای انجام یک تحلیل عاملی خوب در آزمون کفایت نمونه‌برداری، ارزش‌های 60/0 و بالاتر از آن، مورد نیاز است و در صورتی میتوان گفت که داده‌ها برای تحلیل عامل مناسب هستند که مقدار آزمون Bartlett در سطح معناداری قابل قبول باشد [33].
نتایج مربوط به تحلیل بار عاملی سؤالات نشان داد که تمامی سؤالات بار عاملی بالای 5/0 داشتند. همینطور نتایج نشان داد که مقیاس از شش عامل اشباع میباشد که بر اساس روش مؤلفههای اصلی با چرخش Varimax در مجموع 68/65 درصد از واریانس مورد نظر را تبیین میکند که به ترتیب عامل اول با 22/11 درصد، عامل دوم با 12/11 درصد، عامل سوم با 92/10 درصد، عامل چهارم با 84/10 درصد، عامل پنجم با 81/10 درصد و عامل ششم با 70/10 درصد از واریانس را تبیین مینمایند. این مقیاس مشتمل بر بعد قالبهای اجتماعی شامل سؤالات 1 تا 4، مهارتهای اجتماعی شامل سؤالات 5 تا 8، علائق ضد اجتماعی شامل سؤالات 9 تا 12، روابط خانوادگی شامل سؤالات 13 تا 16، روابط مدرسهای شامل سؤالات 17 تا 20 و روابط اجتماعی شامل سؤالات 21 تا 24 است (جدول 2).
جدول 2- بار عاملی سؤالات مقیاس سازگاری اجتماعی با استفاده از روش مؤلفههای اصلی با چرخش Varimax در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (327=n)
| سؤالات | مؤلفهها | |||||
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| وفاداری به عهد و پیمان | 06/0 | 03/0- | 01/0- | 01/0- | 03/0 | 82/0 |
| مهربان بودن با افرادی که دوست نداریم | 05/0 | 04/0- | 02/0 | 02/0- | 01/0 | 79/0 |
| نزاع با دوستان و همکلاسان | 08/0 | 03/0 | 01/0- | 02/0 | 02/0- | 77/0 |
| نزاع برای ثابت کردن نظرات خود | 04/0 | 03/0- | 03/0 | 02/0- | 03/0 | 81/0 |
| آزاردهنده بودن رفتار افراد خانواده | 03/0 | 04/0- | 77/0 | 03/0- | 04/0- | 05/0 |
| فرار از مدرسه در صورتی که بتوانید | 03/0- | 01/0- | 80/0 | 00/0 | 02/0 | 01/0- |
| ضعیف بودن در ورزش | 01/0 | 06/0 | 83/0 | 05/0- | 02/0 | 02/0- |
| صحبت کردن با دانش آموزان تازه وارد | -04/0 | 02/0 | 82/0 | 07/0- | 00/0 | 01/0 |
| سختگیری معلمان در تکالیف مدرسه | 83/0 | 06/0 | 01/0 | 00/0 | 05/0- | 03/0 |
| شرکت در بازیهای مدرسه | 79/0 | 03/0 | 03/0- | 03/0- | 02/0- | 09/0 |
| احساس راحتی در تنهایی | 81/0 | -02/0 | 02/0- | 03/0- | 01/0 | 07/0 |
| بودن در گروه دختران یا پسران | 83/0 | -01/0 | 01/0- | 04/0 | 02/0- | 04/0 |
| اطاعت از قانون | -02/0 | 05/0 | 01/0 | 00/0 | 81/0 | 02/0 |
| هم صحبت شدن با همسایگان | -10/0 | 02/0 | 03/0- | 03/0 | 80/0 | 03/0 |
| کم توجهی بعضی از معلمان | 02/0 | 04/0 | 04/0- | 07/0- | 79/0 | 03/0 |
| بازی با دوستان همسایه خود | 02/0 | 03/0 | 07/0 | 05/0- | 81/0 | 03/0- |
| پسندیده بودن رفتار شما از سوی همکلاسان | 04/0 | 81/0 | 07/0 | 02/0 | 08/0 | 04/0- |
| خوب نبودن بعضی از معلمان | -03/0 | 81/0 | 00/0 | 09/0- | 00/0 | 00/0 |
| موافق نبودن افراد خانواده با شما | 05/0 | 83/0 | -01/0 | 01/0 | 05/0 | 02/0- |
| خوش اخلاقی و بذله گویی | -01/0 | 82/0 | -03/0 | 02/0 | 02/0 | 00/0 |
| کنارهگیری کردن از افراد خانواده | -01/0 | -03/0 | -02/0 | 78/0 | 07/0- | 04/0- |
| لذت بردن از همنشینی با دوستان | 03/0 | 01/0 | -03/0 | 81/0 | 01/0- | 04/0- |
| مهمان بودن را دوست دارید | -06/0 | -01/0 | -07/0 | 81/0 | 03-0 | 02/0- |
| آسان بودن پیدا کردن دوستان جدید | 03/0 | -01/0 | -03/0 | 80/0 | 04/0- | 01/0- |
در ادامه، شاخصهای کلی برازش مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی در جدول 3 ارائه شده است. با توجه به نتایج نسبت مجذور کای به درجه آزادی (Chi squared/df)، شاخص نیکویی برازش (GFI Goodness of Fit Index;)، شاخص نیکویی برازش اصلاح شده (Adjusted Goodness of Fit Index; AGFI)، شاخص برازش هنجارشده (Normed Fit Index; NFI)، شاخص برازش تطبیقی (Comparative Fit Index; CFI)، شاخص برازش افزایشی (Incremental Fit Index; IFI)، شاخص برازش مقتصد هنجارشده (Parsimony Normed Fit Index; PNFI) و ریشه میانگین مجذورات خطای برآورد (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA) میتوان گفت که داده‌ها از مدل شش عاملی حمایت میکند (جدول 3).
جدول 3- شاخصهای کلی برازش مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (240=n)
| شاخص برازرش | نسبت خی دو به درجه آزادی | شاخص نیکویی برازش | شاخص نیکویی برازش اصلاح شده | شاخص برازش هنجار شده | شاخص برازش تطبیقی | شاخص برازش فزاینده | شاخص برازش اصلاح شده مقتصد | ریشه میانگین مربعات خطای برآورد |
| نتایج | 37/1 | 90/0 | 91/0 | 94/0 | 95/0 | 95/0 | 87/0 | 04/0 |
| برازش قابل قبول [35-34] | 1-5 | 9/0تا99/0 | 9/0تا99/0 | 9/0تا99/0 | 9/0تا99/0 | 9/0تا99/0 | 8/0تا90/0 | 0 تا 05/0 |
مدل ضرایب استاندارد در نمودار 1، ارائه شده است. نتایج این نمودار مشخص میکند 24 آیتم پرسشنامه به شش عامل مهم تقسیم شده است که حاکی از تأیید ساختار شش عاملی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی بود.
در این مطالعه به‌منظور بررسی پایایی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی، از روش‌های همسانی درونی استفاده شد. بدین منظور، ضریب آلفای کرونباخ داده‌های پژوهش محاسبه شد. ضریب آلفای بهدست آمده برای کل مقیاس برابر با 90/0 بود و بههمین ترتیب برای خرده مقیاسهای قالبهای اجتماعی 75/0، مهارتهای اجتماعی 78/0، علائق ضد اجتماعی 81/0، روابط خانوادگی 79/0، روابط مدرسهای 78/0 و روابط اجتماعی 79/0 بهدست آمد. علاوه بر این، ضریب پایایی مقیاس با استفاده از روش تصنیفی نیز محاسبه شد. ضریب تصنیفی برای نیمه اول داده‌ها (12 سؤال) برابر با 82/0 و برای نیمه دوم داده‌ها (12 سؤال) برابر با 81/0 و همبستگی بین دو نیمه 83/0 بود. این یافتهها حاکی از ضریب همسانی درونی مطلوب برای مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی است (جدول 4).
در این مطالعه به‌منظور بررسی پایایی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی، از روش‌های همسانی درونی استفاده شد. بدین منظور، ضریب آلفای کرونباخ داده‌های پژوهش محاسبه شد. ضریب آلفای بهدست آمده برای کل مقیاس برابر با 90/0 بود و بههمین ترتیب برای خرده مقیاسهای قالبهای اجتماعی 75/0، مهارتهای اجتماعی 78/0، علائق ضد اجتماعی 81/0، روابط خانوادگی 79/0، روابط مدرسهای 78/0 و روابط اجتماعی 79/0 بهدست آمد. علاوه بر این، ضریب پایایی مقیاس با استفاده از روش تصنیفی نیز محاسبه شد. ضریب تصنیفی برای نیمه اول داده‌ها (12 سؤال) برابر با 82/0 و برای نیمه دوم داده‌ها (12 سؤال) برابر با 81/0 و همبستگی بین دو نیمه 83/0 بود. این یافتهها حاکی از ضریب همسانی درونی مطلوب برای مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی است (جدول 4).
نمودار 1- مدل ضرایب استاندارد در مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (240=n)
جدول 4- نتایج همسانی درونی مقیاس سازگاری اجتماعی در نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان در سال 1400 (328=n)
| کل مقیاس | قالبهای اجتماعی | مهارتهای اجتماعی | علایق ضد اجتماعی | روابط خانوادگی | روابط مدرسه ای | روابط اجتماعی | ضریب تصنیفی نیمه اول | ضریب تصنیفی نیمه دوم | ضریب همبستگی بین دو نیمه |
| 90/0 | 75/0 | 78/0 | 81/0 | 79/0 | 78/0 | 79/0 | 82/0 | 81/0 | 83/0 |
بحث
این پژوهش با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در نوجوانان بدسرپرست انجام شد. تعیین اعتبار محتوایی، در این پژوهش با محاسبه نسبت روایی محتوایی و شاخص روایی محتوایی صورت گرفت که نتایج نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از روایی محتوایی قابل قبولی برخوردار است. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [23 ،20].
در پژوهش حاضر برای بررسی روایی همگرایی مقیاس، از پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell استفاده شد. نتایج حاکی از آن بود که بین این دو پرسشنامه، همبستگی مثبت و معنی‌داری وجود داشت؛ بنابراین میتوان چنین استدلال کرد که با افزایش نمرات پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell، نمرات مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی نیز افزایش می‌یابد. این یافته با یافته Montgomery همسو بود [24].
در این مطالعه، برای بررسی ساختار عاملی مقیاس از روش تحلیل عاملی اکتشافی (روش مؤلفههای اصلی با چرخش) استفاده شد. نتایج حاصل از تحلیل عامل اکتشافی نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از شش مقیاسهای 1- قالبهای اجتماعی، 2- مهارتهای اجتماعی، 3- علائق ضد اجتماعی، 4- روابط خانوادگی، 5- روابط مدرسهای، 6- روابط اجتماعی تشکیل شده است که در مجموع این شش عامل 68/65 درصد از واریانس کل مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی را تبیین میکند. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [24].
نتایج مربوط به پایایی نشان داد که آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 90 درصد است؛ این یافته با سایر یافتهها همسو بود [26، 24].
تحلیل روایی سازه پرسشنامه از طریق روش تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که شاخصهای برازش مدل از مقادیر مطلوبی برخوردار هستند که حاکی از تأیید ساختار شش عاملی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی بود. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [24].
همانطور که قبلاً ذکر شد، ابزار معتبری برای اندازهگیری سازگاری اجتماعی نوجوانان بدسرپرست در ایران وجود ندارد. یکی از ابزارهای پیشرو، بر اساس نظریه روانشناسی، برای ارزیابی سازگاری اجتماعی مقیاس 90 آیتمی سازگاری اجتماعی کالیفرنیا است که تعداد سؤالات آن بسیار زیاد است و احتمال تورش در پاسخها را زیاد مینماید. بنابراین فرم کوتاه شده آن میتواند دقت در پاسخها را افزایش داده و تورش نتایج را کاهش دهد [22].
نتایج پژوهش حاضر نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. با توجه به اهمیت مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی و ارتباط آن با حوزه‌های مختلف آسیب‌شناسی، میتوان از این مقیاس به‌منظور اهداف پژوهشی و عملکردی بهره برد.
یافته‌های این پژوهش را میتوان پیامی امیدوارکننده برای محققانی دانست که سعی می‌کنند چارچوب نظری ویژگیهای روانی کالیفرنیا را در مورد سازگاری اجتماعی در نوجوانان به کار ببرند. با این وجود، با توجه به تفاوت فرهنگی شهر کرمان و سایر شهرهای ایران لازم است مقیاس آن با نمونه هایی از نوجوانان بدسرپرست در سایر شهرهای ایران صورت گیرد.
این مطالعه دارای محدودیتهایی است که شرکت کنندگان منحصراً نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان بودند. بنابراین، یافته‌های ما ممکن است به غیر از این نوجوانان در محیط‌های دیگر یا به جمعیت عمومی تعمیم داده نشود. هم‌چنین، عدم تکمیل بعضی از قسمت‌های پرسشنامه توسط نمونه مورد بررسی از دیگر محدودیت‌های این مطالعه بود.
نتیجه‌گیری
با توجه به تأیید مدل شش عاملی سازگاری اجتماعی کالیفرنیا از سازگاری اجتماعی میتوان گفت که با این مقیاس جنبههای مختلف سازگاری اجتماعی را بهطور جامع در نوجوانان بدسرپرست ارزیابی نمود و همینطور با کمک نتایچ این پژوهش یک چارچوب نظری امیدوارکننده برای بررسی سازگاری اجتماعی در نوجوانان ارائه نمود. از طرفی، با توجه به اینکه اولین بار است این مقیاس در نوجوانان بدسرپرست صورت میگیرد در تحقیقات آینده این مدل در جوامع دیگر نیز اعتباریابی گردد. همینطور با توجه به شیوع بیماریهای همهگیر و گسترش اینترنت توصیه میگردد تا فرم آنلاین این مقیاس نیز در تحقیقی اعتباریابی گردد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان بر خود لازم میدانند از کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان که پرسشنامههای پژوهش را تکمیل کردند، کارشناسان بهزیستی و مراکز تحت نظارت آن به جهت همکاری و صدور مجوزهای لازم در اجرای این پژوهش تقدیر و تشکر نمایند.
این پژوهش با هدف تعیین ساختار عاملی و اعتباریابی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا در نوجوانان بدسرپرست انجام شد. تعیین اعتبار محتوایی، در این پژوهش با محاسبه نسبت روایی محتوایی و شاخص روایی محتوایی صورت گرفت که نتایج نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از روایی محتوایی قابل قبولی برخوردار است. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [23 ،20].
در پژوهش حاضر برای بررسی روایی همگرایی مقیاس، از پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell استفاده شد. نتایج حاکی از آن بود که بین این دو پرسشنامه، همبستگی مثبت و معنی‌داری وجود داشت؛ بنابراین میتوان چنین استدلال کرد که با افزایش نمرات پرسشنامه سازگاری اجتماعی Bell، نمرات مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی نیز افزایش می‌یابد. این یافته با یافته Montgomery همسو بود [24].
در این مطالعه، برای بررسی ساختار عاملی مقیاس از روش تحلیل عاملی اکتشافی (روش مؤلفههای اصلی با چرخش) استفاده شد. نتایج حاصل از تحلیل عامل اکتشافی نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از شش مقیاسهای 1- قالبهای اجتماعی، 2- مهارتهای اجتماعی، 3- علائق ضد اجتماعی، 4- روابط خانوادگی، 5- روابط مدرسهای، 6- روابط اجتماعی تشکیل شده است که در مجموع این شش عامل 68/65 درصد از واریانس کل مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی را تبیین میکند. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [24].
نتایج مربوط به پایایی نشان داد که آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 90 درصد است؛ این یافته با سایر یافتهها همسو بود [26، 24].
تحلیل روایی سازه پرسشنامه از طریق روش تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که شاخصهای برازش مدل از مقادیر مطلوبی برخوردار هستند که حاکی از تأیید ساختار شش عاملی مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی بود. این یافته با سایر یافتهها همسو بود [24].
همانطور که قبلاً ذکر شد، ابزار معتبری برای اندازهگیری سازگاری اجتماعی نوجوانان بدسرپرست در ایران وجود ندارد. یکی از ابزارهای پیشرو، بر اساس نظریه روانشناسی، برای ارزیابی سازگاری اجتماعی مقیاس 90 آیتمی سازگاری اجتماعی کالیفرنیا است که تعداد سؤالات آن بسیار زیاد است و احتمال تورش در پاسخها را زیاد مینماید. بنابراین فرم کوتاه شده آن میتواند دقت در پاسخها را افزایش داده و تورش نتایج را کاهش دهد [22].
نتایج پژوهش حاضر نشان داد که مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی از ویژگیهای روانسنجی مطلوبی برخوردار است. با توجه به اهمیت مقیاس سازگاری اجتماعی کالیفرنیا 24-آیتمی و ارتباط آن با حوزه‌های مختلف آسیب‌شناسی، میتوان از این مقیاس به‌منظور اهداف پژوهشی و عملکردی بهره برد.
یافته‌های این پژوهش را میتوان پیامی امیدوارکننده برای محققانی دانست که سعی می‌کنند چارچوب نظری ویژگیهای روانی کالیفرنیا را در مورد سازگاری اجتماعی در نوجوانان به کار ببرند. با این وجود، با توجه به تفاوت فرهنگی شهر کرمان و سایر شهرهای ایران لازم است مقیاس آن با نمونه هایی از نوجوانان بدسرپرست در سایر شهرهای ایران صورت گیرد.
این مطالعه دارای محدودیتهایی است که شرکت کنندگان منحصراً نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان بودند. بنابراین، یافته‌های ما ممکن است به غیر از این نوجوانان در محیط‌های دیگر یا به جمعیت عمومی تعمیم داده نشود. هم‌چنین، عدم تکمیل بعضی از قسمت‌های پرسشنامه توسط نمونه مورد بررسی از دیگر محدودیت‌های این مطالعه بود.
نتیجه‌گیری
با توجه به تأیید مدل شش عاملی سازگاری اجتماعی کالیفرنیا از سازگاری اجتماعی میتوان گفت که با این مقیاس جنبههای مختلف سازگاری اجتماعی را بهطور جامع در نوجوانان بدسرپرست ارزیابی نمود و همینطور با کمک نتایچ این پژوهش یک چارچوب نظری امیدوارکننده برای بررسی سازگاری اجتماعی در نوجوانان ارائه نمود. از طرفی، با توجه به اینکه اولین بار است این مقیاس در نوجوانان بدسرپرست صورت میگیرد در تحقیقات آینده این مدل در جوامع دیگر نیز اعتباریابی گردد. همینطور با توجه به شیوع بیماریهای همهگیر و گسترش اینترنت توصیه میگردد تا فرم آنلاین این مقیاس نیز در تحقیقی اعتباریابی گردد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان بر خود لازم میدانند از کلیه نوجوانان بدسرپرست شهر کرمان که پرسشنامههای پژوهش را تکمیل کردند، کارشناسان بهزیستی و مراکز تحت نظارت آن به جهت همکاری و صدور مجوزهای لازم در اجرای این پژوهش تقدیر و تشکر نمایند.
References
]1[ Sabin L, Tsoka M, Brooks MI, Miller C. Measuring Vulnerability Among Orphans and Vulnerable Children in Rural Malawi: Validation Study of the Child Status Index Tool. J Acquir Immune Def Synd 2011; 58(1): e1-e10.
]2[ Byttebier K. Covid-19 and Inequality. Covid-19 and Capitalism: Springer; 2022; 1031-66.
]3[ Raburu P. Efficacy of Peer Counselling on Emotional Adjustment among Orphaned Learners in Kenyan Schools. 2016.
]4[ Borjali M, Borhani E. The effect of communication skills training on social anxiety and anger of abused and neglected adolescents in Tehran. J Soc Psychol Res 2022; 11(44): 165-82. ]Farsi[
]5[ McKinlay AR, May T, Dawes J, Fancourt D, Burton A. ‘You’re just there, alone in your room with your thoughts’: a qualitative study about the psychosocial impact of the COVID-19 pandemic among young people living in the UK. BMJ 2022; 12(2): 536-76.
]6[ Ðukanovic B, Krivokapic N, Macanovic N, Dragojevic A. Risky Families and Adolescence: Xlibris Corporation; 2022.
]7[ Levitan N, Barkmann C, Richter-Appelt H, Schulte-Markwort M, Becker-Hebly I. Risk factors for psychological functioning in German adolescents with gender dysphoria: poor peer relations and general family functioning. European Child Adol Psychiatry 2019; 28 (11): 1487-98.
]8[ Lionetti F, Spinelli M, Moscardino U, Ponzetti S, Garito MC, Dellagiulia A, et al. The interplay between parenting and environmental sensitivity in the prediction of children’s externalizing and internalizing behaviors during COVID-19. Develop Psychopathol 2022: 5 (8): 1-14.
]9[ Naushad RB. Differential effects of socio-economic status and family environment of adolescents on their emotional intelligence, academic stress and academic achievement. Inter J Educ Res Innov 2022; 2(17): 101-20.
]10[ Liang Z, Mazzeschi C, Delvecchio E. The Impact of Parental Stress on Italian Adolescents' Internalizing Symptoms during the COVID-19 Pandemic: A Longitudinal Study. Int J Environ Res Public Health 2021; 18(15): 27-39.
]11[ Igbolo M, Gyong J. Male Preference and Marital Stability in Cross River State, South South Nigeria. IOSR Journal of Humanities and Social Science 2014; 19: 17-24.
]12[ Ungar M. Practitioner review: diagnosing childhood resilience–a systemic approach to the diagnosis of adaptation in adverse social and physical ecologies. J Child Psychol Psychiatry 2015; 56(1): 4-17.
]13[ Weissman M. The assessment of social adjustment: A review of techniques. Arch General Psychiatry 1975; 3(2): 357-65.
]14[ Sanjari S, Rafaati F, Kamali A, Mohamadisoleymani M. Construction stardization ability to prevent HIV test. Psychometry 2018; 6(24): 107-18. ]Farsi[
]15[ Schulte FSM, Merz EL, Russell KB, Tromburg C, Cho S, Tran A, et al. Social adjustment in survivors of acute lymphoblastic leukemia without cranial radiation therapy. Ped Blood Cancer 2022; 69(1): 294-307.
]16[ Cui L, Zhang X, Houltberg BJ, Criss MM, Morris AS. RSA reactivity in response to viewing bullying film and adolescent social adjustment. Develop Psychobiology 2019; 61(4): 592-604.
]17[ Schulte F, Brinkman TM, Li C, Fay-McClymont T, Srivastava DK, Ness KK, et al. Social adjustment in adolescent survivors of pediatric central nervous system tumors: A report from the Childhood Cancer Survivor Study. Cancer 2018; 124(17): 3596-608.
]18[ Bridgwater MA, Horton LE, Haas GL. Premorbid adjustment in childhood is associated with later emotion management in first-episode schizophrenia. Schizophrenia Research 2022; 240: 233-8.
]19[ Sandhu AT, Bhattacharya J, Lam J, Bounds S, Luo B, Moran D, et al. Adjustment For Social Risk Factors Does Not Meaningfully Affect Performance On Medicare's MIPS Clinician Cost Measures. Health Aff 2020; 39(9): 1495-503.
]20[ Collins RL, Wong EC, Breslau J, Burnam MA, Cefalu M, Roth E. Social Marketing of Mental Health Treatment: California's Mental Illness Stigma Reduction Campaign. American J Pub Health 2019; 109(3): 228-35.
]21[ Sanjari S, MohammadiSoleimani M, Keramat A. Development and validation of an electronic scale of sexual violence experiences in Iranian women. J Med Bio Sci 2021; 8 (4): 157-73. ]Farsi[
]22[ Sanjari S, Fakhraei AA, Soleimani MRM, Alidousti K. Validation of the Slade Fear of Childbirth Scale for Pregnancy in a Sample of Iranian Women: A Cross-sectional Study. J Med Bio Sci 2022; 9(3): 138-46. ]Farsi[
]23[ Arshi S. Predicting Social Adjustment Based on the Ability to Solve Social Problems and Selfcompassion in Adolescents. J Health Sci Surv Sys 2022; 10 (2): 216-21. ]Farsi[
]24[ Montgomery G. The Use of the California Test of Personality in Identifying Children’s Personality Pr ersonality Problems. Washington: Central Washington University; 1959.
]25[ Pedersen RA. Validity of the Bell Adjustment Inventory When Applied to College Women. J Psychol 1940; 9 (2): 227-36.
]26[ Bhartiya TK, editor Study of Correlation between Adjustment and Environmental Awareness in High School Students of Assam (India ). 2017.
]27[ Ragala MEA, El Hilaly J, Amaadour L, Omari M, Asri IA, Atassi M, et al. Validation of Mini-Mental Adjustment to Cancer scale in a Moroccan sample of breast cancer women. BMC Cancer 2021; 21 (1): 1042-59.
]28[ Joshi D, Dutta I. Development and Effectiveness of Social Adjustment Scale for Urban Adolescence. Inter J Innov Sci Res 2014; 1 (20): 26-35.
]29[ Torkaman M, Miri S, Farokhzadian J. Relationship between adaptation and self-esteem in addicted female prisoners in the south east of Iran. Inter J Adol Med Health 2018; 32 (4): 224-39. ]Farsi[
]30[ Sanjari S, Kamali A, Amirfakhraei A, mohamade solymane mr, Karimi Afshar E. Construction and Validation of a Self-report violence Scale in Iranian women. J Fund Ment Health 2021; 23 (4): 85-97. ]Farsi[
]31[ Sanjari S, Rafati F, Amirfakhraei A, solymane mrm, Afshar EK. Evaluation of Factor Structure and Validation of Electronic form of CAQ Fear of Delivery Questionnaire in Pregnant Women. J Health Psychol 2021; 10 (38): 57-70. ]Farsi[
]32[ Lawshe CH. A Quantitative Approach to Content Validity. Personnel Psychology. 2006; 28: 563-75.
]33[ Torabi B, Amirfakhrae A, Rezaei Gazaki P, Mohammadi Soleimani MR. Investigation of Factor Structure and Validation of Ryff’s Psychological Well-Being Scale in Working Children in the Corona Crisis: A Descriptive Study. J Rafsanjan Uni Med Sci 2022; 21(2): 149-64. ]Farsi[
]34[ Browne MW, Cudeck R. Alternative Ways of Assessing Model Fit. Soci Meth Res 1992; 21(2): 230-58.
]35[ Maheri Nooryani Z, Ghanbari Z, Sanjari S. The Relationship between Self-esteem, Resilience and Differentiation with Covid-19 Anxiety in Hospital Nurses: A Cross-sectional Study. J Cri Care Nursing 2022; 15(1): 63-72. ]Farsi[
]36[ Boer DP, Starkey NJ, Hodgetts AM. The California Psychological Inventory-434- and 260-item editions. The SAGE handbook of personality theory and assessment, Vol 2: Personality measurement and testing. Thousand Oaks, CA, US: Sage Publications, Inc; 2008; p: 97-112.
]37[ Tiegs EW, Clark WW, Thorpe LP. The California Test of Personality. J Educ Res 1941; 35(2): 102-8.
]38[ Adams SH, John OP. A hostility scale for the California Psychological Inventory: MMPI, observer Q-sort, and big-five correlates. J Pers Assess 1997; 69(2): 408-24.
]39[ Lin Y, Mutz J, Clough PJ, Papageorgiou KA. Mental Toughness and Individual Differences in Learning, Educational and Work Performance, Psychological Well-being, and Personality: A Systematic Review. Front Psychol 2017; 8(5): 1345-64.
]40[ Vingoe FJ. Note on the validity of the California Psychological Inventory. Journal of Consulting and Clinical Psychology 1968; 32(6): 725-7.
]41[ Hakstian R, Farrell S. An Openness Scale for the California Psychological Inventory. J Pers Assess 2001; 7(6): 107-34.
]42[ Lee AK, Jing B, Jeon SY, Boscardin WJ, Lee SJ. Predicting Life Expectancy to Target Cancer Screening Using Electronic Health Record Clinical Data. J Gen Intern Med 2021; 4(10): 136-52.
]43[ Zebb BJ, Meyers LS. Reliability and Validity of the Revised California Psychological Inventory'S Vector 1 Scale. Educ Psychol Measur 1993; 53(1): 271-80.
]44[ Hollocks MJ, Wood JJ, Storch EA, Cho AC, Kerns CM, Kendall PC. Reward Sensitivity Predicts the Response to Cognitive Behavioral Therapy for Children with Autism and Anxiety. J Clin Child Adolesc Psychol 2022; 21(6): 1-8.
]45[ Soto CJ, John OP. Using the California Psychological Inventory to assess the Big Five personality domains: A hierarchical approach. J Res Pers 2009; 43(1): 25-38.
]46[ Gadeberg AK, Montgomery E, Frederiksen HW, Norredam M. Assessing trauma and mental health in refugee children and youth: a systematic review of validated screening and measurement tools. European J Pub Health 2017; 27(3): 439-46.
]2[ Byttebier K. Covid-19 and Inequality. Covid-19 and Capitalism: Springer; 2022; 1031-66.
]3[ Raburu P. Efficacy of Peer Counselling on Emotional Adjustment among Orphaned Learners in Kenyan Schools. 2016.
]4[ Borjali M, Borhani E. The effect of communication skills training on social anxiety and anger of abused and neglected adolescents in Tehran. J Soc Psychol Res 2022; 11(44): 165-82. ]Farsi[
]5[ McKinlay AR, May T, Dawes J, Fancourt D, Burton A. ‘You’re just there, alone in your room with your thoughts’: a qualitative study about the psychosocial impact of the COVID-19 pandemic among young people living in the UK. BMJ 2022; 12(2): 536-76.
]6[ Ðukanovic B, Krivokapic N, Macanovic N, Dragojevic A. Risky Families and Adolescence: Xlibris Corporation; 2022.
]7[ Levitan N, Barkmann C, Richter-Appelt H, Schulte-Markwort M, Becker-Hebly I. Risk factors for psychological functioning in German adolescents with gender dysphoria: poor peer relations and general family functioning. European Child Adol Psychiatry 2019; 28 (11): 1487-98.
]8[ Lionetti F, Spinelli M, Moscardino U, Ponzetti S, Garito MC, Dellagiulia A, et al. The interplay between parenting and environmental sensitivity in the prediction of children’s externalizing and internalizing behaviors during COVID-19. Develop Psychopathol 2022: 5 (8): 1-14.
]9[ Naushad RB. Differential effects of socio-economic status and family environment of adolescents on their emotional intelligence, academic stress and academic achievement. Inter J Educ Res Innov 2022; 2(17): 101-20.
]10[ Liang Z, Mazzeschi C, Delvecchio E. The Impact of Parental Stress on Italian Adolescents' Internalizing Symptoms during the COVID-19 Pandemic: A Longitudinal Study. Int J Environ Res Public Health 2021; 18(15): 27-39.
]11[ Igbolo M, Gyong J. Male Preference and Marital Stability in Cross River State, South South Nigeria. IOSR Journal of Humanities and Social Science 2014; 19: 17-24.
]12[ Ungar M. Practitioner review: diagnosing childhood resilience–a systemic approach to the diagnosis of adaptation in adverse social and physical ecologies. J Child Psychol Psychiatry 2015; 56(1): 4-17.
]13[ Weissman M. The assessment of social adjustment: A review of techniques. Arch General Psychiatry 1975; 3(2): 357-65.
]14[ Sanjari S, Rafaati F, Kamali A, Mohamadisoleymani M. Construction stardization ability to prevent HIV test. Psychometry 2018; 6(24): 107-18. ]Farsi[
]15[ Schulte FSM, Merz EL, Russell KB, Tromburg C, Cho S, Tran A, et al. Social adjustment in survivors of acute lymphoblastic leukemia without cranial radiation therapy. Ped Blood Cancer 2022; 69(1): 294-307.
]16[ Cui L, Zhang X, Houltberg BJ, Criss MM, Morris AS. RSA reactivity in response to viewing bullying film and adolescent social adjustment. Develop Psychobiology 2019; 61(4): 592-604.
]17[ Schulte F, Brinkman TM, Li C, Fay-McClymont T, Srivastava DK, Ness KK, et al. Social adjustment in adolescent survivors of pediatric central nervous system tumors: A report from the Childhood Cancer Survivor Study. Cancer 2018; 124(17): 3596-608.
]18[ Bridgwater MA, Horton LE, Haas GL. Premorbid adjustment in childhood is associated with later emotion management in first-episode schizophrenia. Schizophrenia Research 2022; 240: 233-8.
]19[ Sandhu AT, Bhattacharya J, Lam J, Bounds S, Luo B, Moran D, et al. Adjustment For Social Risk Factors Does Not Meaningfully Affect Performance On Medicare's MIPS Clinician Cost Measures. Health Aff 2020; 39(9): 1495-503.
]20[ Collins RL, Wong EC, Breslau J, Burnam MA, Cefalu M, Roth E. Social Marketing of Mental Health Treatment: California's Mental Illness Stigma Reduction Campaign. American J Pub Health 2019; 109(3): 228-35.
]21[ Sanjari S, MohammadiSoleimani M, Keramat A. Development and validation of an electronic scale of sexual violence experiences in Iranian women. J Med Bio Sci 2021; 8 (4): 157-73. ]Farsi[
]22[ Sanjari S, Fakhraei AA, Soleimani MRM, Alidousti K. Validation of the Slade Fear of Childbirth Scale for Pregnancy in a Sample of Iranian Women: A Cross-sectional Study. J Med Bio Sci 2022; 9(3): 138-46. ]Farsi[
]23[ Arshi S. Predicting Social Adjustment Based on the Ability to Solve Social Problems and Selfcompassion in Adolescents. J Health Sci Surv Sys 2022; 10 (2): 216-21. ]Farsi[
]24[ Montgomery G. The Use of the California Test of Personality in Identifying Children’s Personality Pr ersonality Problems. Washington: Central Washington University; 1959.
]25[ Pedersen RA. Validity of the Bell Adjustment Inventory When Applied to College Women. J Psychol 1940; 9 (2): 227-36.
]26[ Bhartiya TK, editor Study of Correlation between Adjustment and Environmental Awareness in High School Students of Assam (India ). 2017.
]27[ Ragala MEA, El Hilaly J, Amaadour L, Omari M, Asri IA, Atassi M, et al. Validation of Mini-Mental Adjustment to Cancer scale in a Moroccan sample of breast cancer women. BMC Cancer 2021; 21 (1): 1042-59.
]28[ Joshi D, Dutta I. Development and Effectiveness of Social Adjustment Scale for Urban Adolescence. Inter J Innov Sci Res 2014; 1 (20): 26-35.
]29[ Torkaman M, Miri S, Farokhzadian J. Relationship between adaptation and self-esteem in addicted female prisoners in the south east of Iran. Inter J Adol Med Health 2018; 32 (4): 224-39. ]Farsi[
]30[ Sanjari S, Kamali A, Amirfakhraei A, mohamade solymane mr, Karimi Afshar E. Construction and Validation of a Self-report violence Scale in Iranian women. J Fund Ment Health 2021; 23 (4): 85-97. ]Farsi[
]31[ Sanjari S, Rafati F, Amirfakhraei A, solymane mrm, Afshar EK. Evaluation of Factor Structure and Validation of Electronic form of CAQ Fear of Delivery Questionnaire in Pregnant Women. J Health Psychol 2021; 10 (38): 57-70. ]Farsi[
]32[ Lawshe CH. A Quantitative Approach to Content Validity. Personnel Psychology. 2006; 28: 563-75.
]33[ Torabi B, Amirfakhrae A, Rezaei Gazaki P, Mohammadi Soleimani MR. Investigation of Factor Structure and Validation of Ryff’s Psychological Well-Being Scale in Working Children in the Corona Crisis: A Descriptive Study. J Rafsanjan Uni Med Sci 2022; 21(2): 149-64. ]Farsi[
]34[ Browne MW, Cudeck R. Alternative Ways of Assessing Model Fit. Soci Meth Res 1992; 21(2): 230-58.
]35[ Maheri Nooryani Z, Ghanbari Z, Sanjari S. The Relationship between Self-esteem, Resilience and Differentiation with Covid-19 Anxiety in Hospital Nurses: A Cross-sectional Study. J Cri Care Nursing 2022; 15(1): 63-72. ]Farsi[
]36[ Boer DP, Starkey NJ, Hodgetts AM. The California Psychological Inventory-434- and 260-item editions. The SAGE handbook of personality theory and assessment, Vol 2: Personality measurement and testing. Thousand Oaks, CA, US: Sage Publications, Inc; 2008; p: 97-112.
]37[ Tiegs EW, Clark WW, Thorpe LP. The California Test of Personality. J Educ Res 1941; 35(2): 102-8.
]38[ Adams SH, John OP. A hostility scale for the California Psychological Inventory: MMPI, observer Q-sort, and big-five correlates. J Pers Assess 1997; 69(2): 408-24.
]39[ Lin Y, Mutz J, Clough PJ, Papageorgiou KA. Mental Toughness and Individual Differences in Learning, Educational and Work Performance, Psychological Well-being, and Personality: A Systematic Review. Front Psychol 2017; 8(5): 1345-64.
]40[ Vingoe FJ. Note on the validity of the California Psychological Inventory. Journal of Consulting and Clinical Psychology 1968; 32(6): 725-7.
]41[ Hakstian R, Farrell S. An Openness Scale for the California Psychological Inventory. J Pers Assess 2001; 7(6): 107-34.
]42[ Lee AK, Jing B, Jeon SY, Boscardin WJ, Lee SJ. Predicting Life Expectancy to Target Cancer Screening Using Electronic Health Record Clinical Data. J Gen Intern Med 2021; 4(10): 136-52.
]43[ Zebb BJ, Meyers LS. Reliability and Validity of the Revised California Psychological Inventory'S Vector 1 Scale. Educ Psychol Measur 1993; 53(1): 271-80.
]44[ Hollocks MJ, Wood JJ, Storch EA, Cho AC, Kerns CM, Kendall PC. Reward Sensitivity Predicts the Response to Cognitive Behavioral Therapy for Children with Autism and Anxiety. J Clin Child Adolesc Psychol 2022; 21(6): 1-8.
]45[ Soto CJ, John OP. Using the California Psychological Inventory to assess the Big Five personality domains: A hierarchical approach. J Res Pers 2009; 43(1): 25-38.
]46[ Gadeberg AK, Montgomery E, Frederiksen HW, Norredam M. Assessing trauma and mental health in refugee children and youth: a systematic review of validated screening and measurement tools. European J Pub Health 2017; 27(3): 439-46.
Investigating the Factor Structure and Validating the Short Form of the California Social Adaptation Scale in Abused Teenagers in Kerman City in the Corona Crisis: A Descriptive Study
Mohammad Ebrahimi[5], Mitra Kamyabi[6], Najmeh Hajipoor Abaie [7], Amanollah Soltani[8]
Received: 16/08/22 Sent for Revision: 24/09/22 Received Revised Manuscript: 11/12/22 Accepted: 13/12/22
Background and Objectives: The corona crisis has led to the spread of poverty in some countries and the increase of abused teenagers who have unfavorable social adaptation. Therefore, the purpose of the current research was to determine the factor structure and validate the California Social Adjustment Scale in abused adolescents in Kerman City.
Materials and Methods: This descriptive study was done using psychometric method. The statistical population included all abused teenagers in Kerman City in 2021. Based on psychometric criteria, the number of samples was determined as 360 people for exploratory factor analysis, 250 people for confirmatory factor analysis, and 100 people for convergence validity. The samples were selected by random sampling method. Research information was collected through two questionnaires, the short form of California Social Adjustment Scale and Bell's Social Adjustment Questionnaire in printed form. Content validity, convergent validity, and factor analysis methods were used to check the validity of the scale. The reliability of the scale was evaluated by the methods of internal consistency and split-half reliability (halving).
Results: The results of exploratory factor analysis showed that the short form of the California Social Adaptation Questionnaire consists of six factors and has good validity and reliability. Confirmatory factor analysis also confirmed the six-factor model. This questionnaire was implemented together with Bell's Social Adjustment Questionnaire, which had good reliability and validity with 24 items (p<0.001).
Conclusion: According to the results of this research which showed that the 24-item California Social Adjustment Scale has good reliability and validity, this scale can be used to evaluate social adjustment in abused teenagers.
Key words: Social adjustment, Abused teenagers, Factor analysis, Validation
Funding: This study did not have any funds.
Conflict of interest: None declared.
Ethical approval: The Ethics Committee of Azad University of Kerman approved the study (IR.IAU.1398.95393).
How to cite this article: Ebrahimi Mohammad, Kamyabi Mitra, Hajipoor Abaie Najmeh, Soltani Amanollah. Investigating the Factor Structure and Validating the Short Form of the California Social Adaptation Scale in Abused Teenagers in Kerman City in the Corona Crisis: A Descriptive Study. J Rafsanjan Univ Med Sci 2022; 21 (9): 923-38. [Farsi]
[1]- دانشجوی دکتری گروه علوم تربیتی و روانشناسی، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان، ایران
[2]- استادیارگروه علوم تربیتی و روانشناسی، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان، ایران
تلفن: 31321839-034، دورنگار: 33210051-034، پست الکترونیکی: kamyabi.mitra@gmail.com
تلفن: 31321839-034، دورنگار: 33210051-034، پست الکترونیکی: kamyabi.mitra@gmail.com
[3]- استادیارگروه علوم تربیتی، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان، ایران
[4]- استادیارگروه علوم تربیتی و روانشناسی، واحد کرمان، دانشگاه آزاد اسلامی، کرمان، ایران
[5]- Ph.D. student Department of Educational Sciences and Psychology, Kerman Branch, Islamic Azad University, Kerman, Iran
[6]- Assistant Professor Department of Educational Sciences and Psychology, Kerman Branch, Islamic Azad University, Kerman, Iran,ORCID:0000-0002-2572-7527
(Corresponding Author) Tel: (034) 31321839, Fax: (034) 33210051, E-mail: kamyabi.mitra@gmail.com
(Corresponding Author) Tel: (034) 31321839, Fax: (034) 33210051, E-mail: kamyabi.mitra@gmail.com
[7]- Assistant Professor Department of Educational Sciences, Kerman Branch, Islamic Azad University, Kerman, Iran
[8]- Assistant Professor Department of Educational Sciences and Psychology, Kerman Branch, Islamic Azad University, Kerman, Iran
نوع مطالعه: پژوهشي |
موضوع مقاله:
پزشکی اجتماعی
دریافت: 1401/5/25 | پذیرش: 1401/9/22 | انتشار: 1401/9/28
دریافت: 1401/5/25 | پذیرش: 1401/9/22 | انتشار: 1401/9/28
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
