دوره 28، شماره 4 - ( زمستان 1400 )
جلد 28 شماره 4 صفحات 401-385 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Research code: IR.MODARES.REC.1399.175
Ethics code: IR.MODARES.REC.1399.175
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Sayarfard Z, Azadfallah P, Farahani H. Psychometric properties and factor structure of the Persian version of Mentalized Affectivity Scale. Journals of Birjand University of Medical Sciences 2021; 28 (4) :385-401
URL: http://journal.bums.ac.ir/article-1-3088-fa.html
URL: http://journal.bums.ac.ir/article-1-3088-fa.html
سیارفرد زینب، آزادفلاح پرویز، فراهانی حجت‌اله. ویژگی‌های روان‌سنجی و ساختار عاملی نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه. مجله علمی دانشگاه علوم پزشکی بیرجند. 1400; 28 (4) :385-401
1- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران
2- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران ،azadfa_p@modares.ac.ir
2- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه تربیت مدرس، تهران، ایران ،
متن کامل [PDF 713 kb]
(629 دریافت)
| چکیده (HTML) (1687 مشاهده)
متن کامل: (530 مشاهده)
چکیده
* 05/0>P، ** 01/0>P
بحث
زمینه و هدف: ذهنی‌سازی عاطفه رویکرد جدیدی است که با دیدگاهی پویا، فرآیند تنظیم هیجان را بیان میکند. از آنجا که متغیرهای شناختی-اجتماعی و بافت فرهنگی در فرآیند ذهنی‌سازی عاطفه نقش مهمی ایفا میکنند؛ در پژوهش حاضر، بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه در نمونه‌ای ایرانی صورت گرفته‌است.
روش تحقیق: تعداد 447 نفر از دانشجویان شاغل به تحصیل کشور با استفاده از روش نمونه‌گیری در دسترس، انتخاب شدند. نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه، همزمان با سایر مقیاس‌ها اجرا شد. برای بررسی روایی مقیاس، از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی استفاده شد. همچنین روایی ملاک همزمان و روایی واگرای این مقیاس با سایر مقیاس‌ها بررسی و اعتبار مقیاس توسط آلفای کرونباخ، تتای ترتیبی و اعتبار مرکب محاسبه شد.
یافته‌ها: نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، چهار عامل شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان را نشان داد و نتایج تحلیل عاملی تأییدی مطلوب بودن مدل را نشان دادند. همبستگی معنادار عوامل مقیاس با مقیاسهای استفاده شده، دلالت بر روایی ملاکی همزمان و روایی واگرای مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه داشتند. ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 93/0 گزارش شد. اعتبار مرکب عوامل در دامنه 82/0 تا 89/0 و تتای ترکیبی کل مقیاس برابر با 98/0 به‌دست آمد. با توجه به میزان میانگین واریانس استخراج شده (AVE) بیشتر از 5/0 و اعتبار مرکب بیشتر از 8/0، روایی همگرای عوامل احراز شد.
نتیجه‌گیری: نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه ابزاری معتبر و روا در حوزه تنظیم هیجان و شناخت اجتماعی است که میتوان آن را در مورد جمعیتهای ایرانی استفاده نمود. ساختار عاملی دربرگیرنده 4 عامل است.
روش تحقیق: تعداد 447 نفر از دانشجویان شاغل به تحصیل کشور با استفاده از روش نمونه‌گیری در دسترس، انتخاب شدند. نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه، همزمان با سایر مقیاس‌ها اجرا شد. برای بررسی روایی مقیاس، از تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی استفاده شد. همچنین روایی ملاک همزمان و روایی واگرای این مقیاس با سایر مقیاس‌ها بررسی و اعتبار مقیاس توسط آلفای کرونباخ، تتای ترتیبی و اعتبار مرکب محاسبه شد.
یافته‌ها: نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، چهار عامل شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان را نشان داد و نتایج تحلیل عاملی تأییدی مطلوب بودن مدل را نشان دادند. همبستگی معنادار عوامل مقیاس با مقیاسهای استفاده شده، دلالت بر روایی ملاکی همزمان و روایی واگرای مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه داشتند. ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 93/0 گزارش شد. اعتبار مرکب عوامل در دامنه 82/0 تا 89/0 و تتای ترکیبی کل مقیاس برابر با 98/0 به‌دست آمد. با توجه به میزان میانگین واریانس استخراج شده (AVE) بیشتر از 5/0 و اعتبار مرکب بیشتر از 8/0، روایی همگرای عوامل احراز شد.
نتیجه‌گیری: نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه ابزاری معتبر و روا در حوزه تنظیم هیجان و شناخت اجتماعی است که میتوان آن را در مورد جمعیتهای ایرانی استفاده نمود. ساختار عاملی دربرگیرنده 4 عامل است.
مقدمه
روش تحقیق
یافته‌ها
ویژگی‌های جمعیت‌شناختی نمونه در جدول شماره 1 ارائه شده است.
بشر به عنوان یک گونهی اجتماعی، به طور مداوم در حال پردازش سیگنالهای پیچیده اجتماعی و اطلاعات مختلف کلامی و غیر کلامی است (1) و در ارتباط با هم‌نوعان خود، به پردازش اطلاعات اجتماعی درباره افکار، هیجانها[1] و اعمال آنها نیاز دارد. بررسی پیچیدگی و تنوع اطلاعات اجتماعی با هدف شناخت ابعاد گوناگون این اطلاعات و بهبود کیفیت روابط و تعاملات انسانی در بافت اجتماعی، همواره مورد توجه نظریه پردازان این حوزه قرار گرفته است.
به عنوان مثال نظریه پردازان از زمان داروین تا کنون، هیجان و رفتارهای ابرازی مرتبط با آن را، عاملی تأثیرگذار بر تسهیل تعاملات اجتماعی میدانند. این دیدگاه همچنین با تجزیه و تحلیل بیشتر کارکردهای اجتماعی هیجانها در موقعیتهای گوناگون، اعتبار و وسعت بیشتری یافتهاست (2).
هیجانها به شیوههای متعددی بر محیط اجتماعی اثر می‌گذارند و به طور متقابل از محیط اجتماعی تأثیر میپذیرند. این ارتباط متقابل، به صورت فراگیر در جنبههای متفاوت زندگی اجتماعی و حرفهای، تفکر و رفتار تأثیر میگذارد و روابط و تعاملات اجتماعی ما را شکل میدهد (3). به طور خلاصه میتوان گفت هیجانها در برابر موقعیتهای اجتماعی شکل می‌گیرند و کنترل میشوند و به نوبه‌ی خود، به شکلگیری موقعیتهای اجتماعی کمک میکنند؛ به بیانی دقیق‌تر، افراد نه تنها با تجربهی هیجان؛ اقدامات سازگارانه را انجام می‌دهند، بلکه هنگام رویارویی با برون‌ریزی‌های هیجانی[2] دیگران نیز، رفتار متناسب با موقعیت را شناسایی و ابراز میکنند. در واقع هیجان پدیدهای ذاتاً اجتماعی است که توسط دیگران فراخوانی میشود، در حضور آنها ابراز میگردد و در جهت تأثیرگذاری بر دیگران یا مطابقت با هنجارهای اجتماعی تنظیم میشود (4). بسیاری از پژوهشگران با تأکید بر نقش سازگارانهی هیجان در روابط اجتماعی، آن را عاملی تأثیرگذار بر شکلگیری و تغییر شناخت[3]، عاطفه[4] و رفتارِ افراد در حال تعامل با یکدیگر میدانند (6-5) و با اشاره به این امر که راهبردهای تنظیم هیجان[5]، چگونگی ابراز هیجان در رابطهی اجتماعی را کنترل میکنند، پیامدهای بینفردی هیجان را معلول استفاده از این راهبردها دانسته و ضرورت بررسی و شناخت این مفهوم روانشناختی را در نظر می‌گیرند (7).
تنظیم هیجان، فرآیندی هدف محور و چندبعدی است که میتواند بر نوع، شدت، مدت زمان و کیفیت هیجانها تأثیر بگذارد. تنظیم هیجان میتواند به‌طور خودکار یا غیرخودکار، در سطح پردازشهای هشیار و ناهشیار اتفاق افتاده و بر روند تولید هیجان مؤثر باشد (8). تنظیم هیجان شکل خاصی از خودنظم‌بخشی است که افراد مختلف، با راهبردهای شناختی و رفتاری متفاوت، از آن استفاده میکنند. این راهبردها، در قالب مدلهای گوناگون و متنوعی تقسیمبندی شدهاند و بررسی ساختار و چگونگی آنها، نیازمند شناخت مدلهای نظری تنظیم هیجان میباشد. با این حال پژوهش‌های اخیر نشان می‌دهند که تمرکز صرف بر نحوه اجرای راهبردهای تنظیم هیجان– به عنوان مثال، بازپردازش شناختی در قیاس با سرکوب- موجب پنهان ماندن جنبههای مهمی از ماهیت پردازش چندگانه‌ی تنظیم هیجان می شود (9).
هر یک از رویکردهای نظری در زمینه تنظیم هیجان، عوامل متفاوتی را در فرآیند تنظیم هیجان مؤثر میدانند. برخی از مدلهای تنظیم هیجان، بر آسیب‌شناسی روانی تحولی تأکید دارند؛ به این معنا که معتقدند اثر ماندگار تجربه‌های ابتدایی زندگی (10) و شکلگیری شخصیت در چارچوب روابط ابتدایی، میتواند فرآیند تنظیم هیجان را دستخوش تغییر کند. از طرفی، پژوهش‌ها درباره‌ی چگونگی اثرگذاری حافظه، به ویژه حافظه سرگذشتی بر تنظیم هیجان در حال گسترش هستند (12-11) و در این میان نقش اندوخته‌ی حافظه سرگذشتی بر تنظیم هیجان بررسی شده است. در واقع هر یک از این مدلها با چارچوب نظری خاص خود، تنظیم هیجان را با راهبردهای متفاوتی تببین میکنند. با این حال به نظر میرسد مدلهای رایج تنظیم هیجان، اهمیت ظرفیتهای ذهنی سازی، همچون نظریه ذهن و قابلیت استفاده از تجارب گذشته و تأثیر بافت را در درک هیجانها به صورت یکپارچه و پویا مد نظر قرار نداده‌اند؛ موضوعی که Greenberg و همکاران (13) برای درک و تنظیم هیجان ضروری میدانند و بهعنوان عوامل مهم و تأثیرگذار، در مدل خود معرفی میکنند مدل Greenberg و همکاران در زمینه تنظیم هیجان که مبتنی بر نظریه ذهنی‌سازی عاطفه[6] (14) است. با توجه به ضرورت نقش توانایی ذهنی‌سازی[7]، تنظیم هیجان را صرفاً تعدیل پاسخ هیجانی نمیداند، بلکه در سطحی وسیعتر، تنظیم هیجان را بازپردازش پاسخ هیجانی میداند.
در این مدل، ذهنی‌سازی عاطفه جنبه‌ی پیچیدهای از تنظیم هیجان در نظر گرفته میشود که نیازمند توانایی تأمل بر افکار و احساسات خود و دیگری و ذهنی‌سازی عوامل مؤثر بر هیجانها (عواملی همچون تجارب گذشته، تجارب حاضر و بافت و موقعیتی که هیجان در آن رقم می‌خورد) است. این شیوه از پردازش به فرد کمک میکند تا درک بهتری از هیجان داشته باشد و با اطلاعات حاصل از آن، موقعیتهای آینده را پیش‌بینی کند (15).
ذهنی‌سازی عاطفه سه بعد مشخص را به عنوان بخشی از فرآیند بنیادی تنظیم هیجان معرفی میکند. اولین بعد، شناسایی[8] هیجانها و به معنای ساده توانایی نامگذاری و تشخیص آنها میباشد. در سطحی عمیقتر میتوان این بعد را کاوش در معنا و مفهوم هیجانها با در نظر گرفتن موقعیت و تجارب گذشتهی خود، معرفی کرد (به عنوان مثال چرا من چنین احساسی دارم؟). بعد دوم که به دنبال شناسایی هیجانها میآید، پردازش[9] هیجانها است. در این بعد تعدیل و تنظیم هیجان با تغییر در شدت و مدت زمان آن اتفاق میافتد. سومین بعد نیز ابراز[10] هیجانها است که با برونریزی و آشکار کردن افکار و هیجانهای درونی در دنیای بیرونی رقم می‌خورد و بر تعاملات اجتماعی و محیط بیرونی اثر میگذارد. لازم به ذکر است که تمامی این ابعاد تحت تأثیر تجارب گذشته و تاریخچهی تحول فرد میباشند و به نوعی برای فرد احساس عاملیت را به دنبال داشته و از طریق بازخوردهای محیطی کنترل میشوند.
با توجه به آنچه گفته شد، اتخاذ چنین رویکرد پویایی نسبت به تنظیم هیجان و ارزیابی توانمندی افراد در ذهنی‌سازی عاطفه، نه تنها در سطح نظری ارزشمند است، بلکه در سطوح بالینی نیز اثربخشی ویژه‌ای خواهد داشت. بررسی‌های انجام شده در ایران، خلأ وجود چنین رویکرد نظری منسجم و در عین حال پویایی را نسبت به تنظیم هیجان برجسته می‌سازد که نه تنها مانع پیشرفت‌های نظری درباره‌ی مسائل مرتبط با هیجان شده است، بلکه فقدان آن در کاربست بالینی نیز مشهود است. بدیهی است که در این زمینه معرفی و هنجاریابی مقیاسهای معتبر گامی ارزشمند است.
در مقاله حاضر هنجاریابی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه گزارش شده است؛ مقیاسی که توسط Greenberg و همکاران (13) بر اساس مدل ذهنی‌سازی عاطفه ساخته‌شده است، یک ابزار خودگزارشی شامل 3 زیر مقیاس و 60 ماده است که بر روی طیف لیکرتی 7 درجه‌ای از "کاملاً مخالفم" تا "کاملاً موافقم" پاسخ داده میشود. Greenberg و همکاران این مقیاس را مبتنی بر نظریه ذهنی‌سازی عاطفه (14) طراحی کرده‌اند. در بررسی حاضر تلاش شده است تا ضمن معرفی نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه، ساختار عاملی و شاخص‌های روان‌سنجی آن ارزیابی گردد.
به عنوان مثال نظریه پردازان از زمان داروین تا کنون، هیجان و رفتارهای ابرازی مرتبط با آن را، عاملی تأثیرگذار بر تسهیل تعاملات اجتماعی میدانند. این دیدگاه همچنین با تجزیه و تحلیل بیشتر کارکردهای اجتماعی هیجانها در موقعیتهای گوناگون، اعتبار و وسعت بیشتری یافتهاست (2).
هیجانها به شیوههای متعددی بر محیط اجتماعی اثر می‌گذارند و به طور متقابل از محیط اجتماعی تأثیر میپذیرند. این ارتباط متقابل، به صورت فراگیر در جنبههای متفاوت زندگی اجتماعی و حرفهای، تفکر و رفتار تأثیر میگذارد و روابط و تعاملات اجتماعی ما را شکل میدهد (3). به طور خلاصه میتوان گفت هیجانها در برابر موقعیتهای اجتماعی شکل می‌گیرند و کنترل میشوند و به نوبه‌ی خود، به شکلگیری موقعیتهای اجتماعی کمک میکنند؛ به بیانی دقیق‌تر، افراد نه تنها با تجربهی هیجان؛ اقدامات سازگارانه را انجام می‌دهند، بلکه هنگام رویارویی با برون‌ریزی‌های هیجانی[2] دیگران نیز، رفتار متناسب با موقعیت را شناسایی و ابراز میکنند. در واقع هیجان پدیدهای ذاتاً اجتماعی است که توسط دیگران فراخوانی میشود، در حضور آنها ابراز میگردد و در جهت تأثیرگذاری بر دیگران یا مطابقت با هنجارهای اجتماعی تنظیم میشود (4). بسیاری از پژوهشگران با تأکید بر نقش سازگارانهی هیجان در روابط اجتماعی، آن را عاملی تأثیرگذار بر شکلگیری و تغییر شناخت[3]، عاطفه[4] و رفتارِ افراد در حال تعامل با یکدیگر میدانند (6-5) و با اشاره به این امر که راهبردهای تنظیم هیجان[5]، چگونگی ابراز هیجان در رابطهی اجتماعی را کنترل میکنند، پیامدهای بینفردی هیجان را معلول استفاده از این راهبردها دانسته و ضرورت بررسی و شناخت این مفهوم روانشناختی را در نظر می‌گیرند (7).
تنظیم هیجان، فرآیندی هدف محور و چندبعدی است که میتواند بر نوع، شدت، مدت زمان و کیفیت هیجانها تأثیر بگذارد. تنظیم هیجان میتواند به‌طور خودکار یا غیرخودکار، در سطح پردازشهای هشیار و ناهشیار اتفاق افتاده و بر روند تولید هیجان مؤثر باشد (8). تنظیم هیجان شکل خاصی از خودنظم‌بخشی است که افراد مختلف، با راهبردهای شناختی و رفتاری متفاوت، از آن استفاده میکنند. این راهبردها، در قالب مدلهای گوناگون و متنوعی تقسیمبندی شدهاند و بررسی ساختار و چگونگی آنها، نیازمند شناخت مدلهای نظری تنظیم هیجان میباشد. با این حال پژوهش‌های اخیر نشان می‌دهند که تمرکز صرف بر نحوه اجرای راهبردهای تنظیم هیجان– به عنوان مثال، بازپردازش شناختی در قیاس با سرکوب- موجب پنهان ماندن جنبههای مهمی از ماهیت پردازش چندگانه‌ی تنظیم هیجان می شود (9).
هر یک از رویکردهای نظری در زمینه تنظیم هیجان، عوامل متفاوتی را در فرآیند تنظیم هیجان مؤثر میدانند. برخی از مدلهای تنظیم هیجان، بر آسیب‌شناسی روانی تحولی تأکید دارند؛ به این معنا که معتقدند اثر ماندگار تجربه‌های ابتدایی زندگی (10) و شکلگیری شخصیت در چارچوب روابط ابتدایی، میتواند فرآیند تنظیم هیجان را دستخوش تغییر کند. از طرفی، پژوهش‌ها درباره‌ی چگونگی اثرگذاری حافظه، به ویژه حافظه سرگذشتی بر تنظیم هیجان در حال گسترش هستند (12-11) و در این میان نقش اندوخته‌ی حافظه سرگذشتی بر تنظیم هیجان بررسی شده است. در واقع هر یک از این مدلها با چارچوب نظری خاص خود، تنظیم هیجان را با راهبردهای متفاوتی تببین میکنند. با این حال به نظر میرسد مدلهای رایج تنظیم هیجان، اهمیت ظرفیتهای ذهنی سازی، همچون نظریه ذهن و قابلیت استفاده از تجارب گذشته و تأثیر بافت را در درک هیجانها به صورت یکپارچه و پویا مد نظر قرار نداده‌اند؛ موضوعی که Greenberg و همکاران (13) برای درک و تنظیم هیجان ضروری میدانند و بهعنوان عوامل مهم و تأثیرگذار، در مدل خود معرفی میکنند مدل Greenberg و همکاران در زمینه تنظیم هیجان که مبتنی بر نظریه ذهنی‌سازی عاطفه[6] (14) است. با توجه به ضرورت نقش توانایی ذهنی‌سازی[7]، تنظیم هیجان را صرفاً تعدیل پاسخ هیجانی نمیداند، بلکه در سطحی وسیعتر، تنظیم هیجان را بازپردازش پاسخ هیجانی میداند.
در این مدل، ذهنی‌سازی عاطفه جنبه‌ی پیچیدهای از تنظیم هیجان در نظر گرفته میشود که نیازمند توانایی تأمل بر افکار و احساسات خود و دیگری و ذهنی‌سازی عوامل مؤثر بر هیجانها (عواملی همچون تجارب گذشته، تجارب حاضر و بافت و موقعیتی که هیجان در آن رقم می‌خورد) است. این شیوه از پردازش به فرد کمک میکند تا درک بهتری از هیجان داشته باشد و با اطلاعات حاصل از آن، موقعیتهای آینده را پیش‌بینی کند (15).
ذهنی‌سازی عاطفه سه بعد مشخص را به عنوان بخشی از فرآیند بنیادی تنظیم هیجان معرفی میکند. اولین بعد، شناسایی[8] هیجانها و به معنای ساده توانایی نامگذاری و تشخیص آنها میباشد. در سطحی عمیقتر میتوان این بعد را کاوش در معنا و مفهوم هیجانها با در نظر گرفتن موقعیت و تجارب گذشتهی خود، معرفی کرد (به عنوان مثال چرا من چنین احساسی دارم؟). بعد دوم که به دنبال شناسایی هیجانها میآید، پردازش[9] هیجانها است. در این بعد تعدیل و تنظیم هیجان با تغییر در شدت و مدت زمان آن اتفاق میافتد. سومین بعد نیز ابراز[10] هیجانها است که با برونریزی و آشکار کردن افکار و هیجانهای درونی در دنیای بیرونی رقم می‌خورد و بر تعاملات اجتماعی و محیط بیرونی اثر میگذارد. لازم به ذکر است که تمامی این ابعاد تحت تأثیر تجارب گذشته و تاریخچهی تحول فرد میباشند و به نوعی برای فرد احساس عاملیت را به دنبال داشته و از طریق بازخوردهای محیطی کنترل میشوند.
با توجه به آنچه گفته شد، اتخاذ چنین رویکرد پویایی نسبت به تنظیم هیجان و ارزیابی توانمندی افراد در ذهنی‌سازی عاطفه، نه تنها در سطح نظری ارزشمند است، بلکه در سطوح بالینی نیز اثربخشی ویژه‌ای خواهد داشت. بررسی‌های انجام شده در ایران، خلأ وجود چنین رویکرد نظری منسجم و در عین حال پویایی را نسبت به تنظیم هیجان برجسته می‌سازد که نه تنها مانع پیشرفت‌های نظری درباره‌ی مسائل مرتبط با هیجان شده است، بلکه فقدان آن در کاربست بالینی نیز مشهود است. بدیهی است که در این زمینه معرفی و هنجاریابی مقیاسهای معتبر گامی ارزشمند است.
در مقاله حاضر هنجاریابی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه گزارش شده است؛ مقیاسی که توسط Greenberg و همکاران (13) بر اساس مدل ذهنی‌سازی عاطفه ساخته‌شده است، یک ابزار خودگزارشی شامل 3 زیر مقیاس و 60 ماده است که بر روی طیف لیکرتی 7 درجه‌ای از "کاملاً مخالفم" تا "کاملاً موافقم" پاسخ داده میشود. Greenberg و همکاران این مقیاس را مبتنی بر نظریه ذهنی‌سازی عاطفه (14) طراحی کرده‌اند. در بررسی حاضر تلاش شده است تا ضمن معرفی نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه، ساختار عاملی و شاخص‌های روان‌سنجی آن ارزیابی گردد.
روش تحقیق
پژوهش حاضر از نوع ارزشیابی میباشد که در آن شاخص‌های ضرایب اعتبار، آلفای کرونباخ و تحلیل عاملی به منظور بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه بررسی شده است. جامعه آماری این پژوهش، غیربالینی و دانشجویان شاغل به تحصیل کشور در سال تحصیلی 1400-1399 بودند. نمونه پژوهش با روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شد. پرسشنامه به صورت مجازی، طراحی و از طریق شبکه‌های اجتماعی همچون اینستاگرام، تلگرام و واتس‌آپ در میان دانشجویان توزیع شد. با توزیع لینک پرسشنامه در گروه‌های دانشجویی، صفحات دانشگاهی و کلاس‌های آنلاین، نمونه‌گیری صورت گرفت. از آنجا که حجم نمونه بر خطای اندازه‌گیری و مانایی ساختار عاملی اثر دارد (16) به طور کلی پیشنهاد شده است که حجم نمونه برای تحلیل عاملی، بزرگ باشد و Kyriazos بر این باور است که برای رسیدن به الگوی عاملی با روایی بالا، حجم نمونه باید بزرگتر از 400 باشد (17). در این پژوهش نیز تعداد 447 نفر از دانشجویان شاغل به تحصیل، به عنوان نمونه در پژوهش همکاری کردند.
ابزارهای پژوهش
ابزارهای پژوهش
- پرسشنامه جمعیت‌شناختی: این پرسشنامه در مورد ارزیابی اطلاعات شخصی افراد از جمله سن، جنس، میزان تحصیلات و وضعیت تأهل بود.
- مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه[11] (MAS): مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه (MAS) یک ابزار خودگزارشی است که توسط Greenberg و همکاران (13) بر اساس مدل ذهنی‌سازی عاطفه ساخته‌شده است. این مقیاس 60 ماده دارد و با 3 زیرمقیاس که بر روی طیف لیکرتی 7 درجه‌ای از "کاملاً مخالفم" تا "کاملاً موافقم" پاسخ داده میشود.
سه خرده مقیاس این پرسشنامه، نامگذاری هیجانها، پردازش هیجان و ابرازگری هیجان میباشند که در مجموع توانایی ذهنی‌سازی عاطفه را می‌سنجند.
این مقیاس در ابتدا با 76 گویه و چهار خرده مقیاس توسط متخصصین این حوزه طراحی شد و در فرآیند تحلیل بر نمونه اولیه، باتوجه به طولانی بودن و احتمال خستگی شرکت‌کنندگان، گویههای نامرتبطی که بار عاملی زیر 4/0 داشتند، از مقیاس حذف شد. علاوه‌براین خرده مقیاس چهارم درصد قابل قبولی از واریانس را تبیین نمی‌کرد و از مقیاس حذف گردید. با اجرای این مقیاس در جمعیت 2840 نفری، اعتبار آن، توسط آلفای کرونباخ برای هر یک از سه بعد تنظیم هیجان، محاسبه شده است. اعتبار 24 ماده مرتبط با بعد شناسایی، 93/0، 23 ماده پردازش،9/0 و 13 ماده ابراز، 88/0 گزارش شده است. روایی همگرا نیز توسط همبستگی هر یک از ابعاد ذهنی‌سازی عاطفه با نمرهی کل هوش هیجانی و نمرات جزئی (همدلی شناختی، مهارتهای اجتماعی و واکنشپذیری هیجانی) ارزیابی شده است. نتایج همبستگی بین این دو مفهوم معنادار است؛ به‌طوری که میزان همبستگی هر یک از سه بعد شناسایی، پردازش و ابراز با نمره کلی هوش هیجانی به ترتیب، 35/0، 37/0 و 15/0 گزارش شده است. علاوه بر این، همبستگی این مقیاس با سایر مقیاسهای روانشناختی همچون پرسشنامه ده سؤالی شخصیت (TIPI)[12]، رضایت از زندگی (SWLS)[13] و تجربهی تروما[14] (TES) نیز بررسی و معنادار گزارش شدهاست. از این رو Greenberg و همکاران (13) آن را برای استفاده در موقعیتهای بالینی و غیربالینی، قابل اعتماد میدانند. لازم به ذکر است تا به حال در ایران این پرسشنامه اجرا نشده و هیچ گزارشی درباره‌ی آن منتشر نگردیده است.
این مقیاس در ابتدا با 76 گویه و چهار خرده مقیاس توسط متخصصین این حوزه طراحی شد و در فرآیند تحلیل بر نمونه اولیه، باتوجه به طولانی بودن و احتمال خستگی شرکت‌کنندگان، گویههای نامرتبطی که بار عاملی زیر 4/0 داشتند، از مقیاس حذف شد. علاوه‌براین خرده مقیاس چهارم درصد قابل قبولی از واریانس را تبیین نمی‌کرد و از مقیاس حذف گردید. با اجرای این مقیاس در جمعیت 2840 نفری، اعتبار آن، توسط آلفای کرونباخ برای هر یک از سه بعد تنظیم هیجان، محاسبه شده است. اعتبار 24 ماده مرتبط با بعد شناسایی، 93/0، 23 ماده پردازش،9/0 و 13 ماده ابراز، 88/0 گزارش شده است. روایی همگرا نیز توسط همبستگی هر یک از ابعاد ذهنی‌سازی عاطفه با نمرهی کل هوش هیجانی و نمرات جزئی (همدلی شناختی، مهارتهای اجتماعی و واکنشپذیری هیجانی) ارزیابی شده است. نتایج همبستگی بین این دو مفهوم معنادار است؛ به‌طوری که میزان همبستگی هر یک از سه بعد شناسایی، پردازش و ابراز با نمره کلی هوش هیجانی به ترتیب، 35/0، 37/0 و 15/0 گزارش شده است. علاوه بر این، همبستگی این مقیاس با سایر مقیاسهای روانشناختی همچون پرسشنامه ده سؤالی شخصیت (TIPI)[12]، رضایت از زندگی (SWLS)[13] و تجربهی تروما[14] (TES) نیز بررسی و معنادار گزارش شدهاست. از این رو Greenberg و همکاران (13) آن را برای استفاده در موقعیتهای بالینی و غیربالینی، قابل اعتماد میدانند. لازم به ذکر است تا به حال در ایران این پرسشنامه اجرا نشده و هیچ گزارشی درباره‌ی آن منتشر نگردیده است.
- مقیاس اضطراب بک[15] (BAI): این مقیاس که به منظور بررسی روایی واگرای مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه استفاده شد، یک ابزار خودگزارشی 21 گویه‌ای است که توسط Beck (18) برای سنجش علائم اضطراب طراحی شده است. هر گویه، بازتاب علائم اضطرابی و سنجش آن در یک ماه گذشته است و بر روی طیف لیکرتی 4 درجه‌ای از "اصلاً" تا "شدید" نمره‌گذاری میشود.Beck از طریق روایی همگرا و اعتبار آزمون-بازآزمون، این پرسشنامه را برای سنجش اضطراب مناسب میدانند. در ایران نیز رفیعی و سیفی (19) با اجرای این مقیاس در جمعیت دانشجویان مقدار اعتبار آن را با استفاده از آلفای کرونباخ 92/0 گزارش کردند و از طریق تحلیل عاملی، 5 عامل که در مجموع 54/58 درصد نمره کل مقیاس را تبیین میکند، به‌دست آوردند و این مقیاس را برای سنجش اضطراب بالینی در جمعیت دانشجویان مناسب میدانند.
- مقیاس رضایت از زندگی (SWLS): این مقیاس که یک ابزار خودگزارشی و شامل 5 گویه با طیف لیکرت 7 درجه‌ای از "کاملاً موافقم" تا "کاملاً مخالفم" است توسطDiener طراحی شدهاست (20). به منظور بررسی روایی همگرا از مقیاس رضایت از زندگی استفاده شد. این مقیاس با مقایسه شرایط زندگی با معیارهای ایده‌آل، قضاوت کلی فرد از رضایت از زندگی را می‌سنجد. همچنین در این مقیاس سه مؤلفه ذهنی رضایت از زندگی مورد سنجش قرار می‌گیرد. دو مؤلفه اول، ابعاد عاطفی و هیجانی رضایت از زندگی و مؤلفه سوم، بعد شناختی-قیاسی آن را می‌سنجد. آنچه در این مقیاس اهمیت دارد، توجه به ابعاد هیجانی-عاطفی رضایت از زندگی، در کنار قضاوت کلی فرد از شرایط زندگی است. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، این مقیاس را تک عاملی شناسایی کردند که در مجموع 66 درصد از واریانس کل مقیاس را تبیین میکند. در ایران نیز هماهنگی درونی این مقیاس 85/0 و اعتبار بازآزمون را 77/0 گزارش شده است. به علاوه نتایج تحلیل اکتشافی و عاملی همسو با گزارش‌های دیگر، ساختار تک عاملی را تأیید نمود و 86/64 درصد از واریانس کل توسط این عامل تبیین میشود (21)؛ لذا میتوان نتیجه گرفت این مقیاس ابزاری معتبر برای استفاده در جمعیت ایران میباشد.
- پرسشنامه 10 سؤالی شخصیت[16] (TIPI): این پرسشنامه توسط Gosling و همکاران (22) در 10 گویه و بر روی طیف 7 درجه‌ای لیکرت از "کاملاً مخالفم" تا "کاملاً موافقم" طراحی شده است. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نیز این پرسشنامه را 5 عاملی شناسایی کردند که 01/76 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند. بار عاملی این 5 عامل در دامنه‌ی 44/0 تا 9/0 قرار داشت. در ایران نیز خداپرست (23) این پرسشنامه را در جمعیت بالینی و غیربالینی ایرانی بررسی و روایی همگرا، واگرا و اعتبار بازآزمون این مقیاس را قابل قبول گزارش کردند. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، این پرسشنامه را دارای 5 عامل با ارزش ویژه بزرگتر از 1 شناسایی کرد. به علاوه شاخص‌ها برای تحلیل عاملی تأییدی در وضعیت مطلوبی قرار دارند (GFI= 96/0، RMSEA= 07/0، مجذور خی=06/66). در مجموع نتایج حاکی از مناسب بودن این مقیاس برای استفاده در جمعیت ایران است.
مطابق با دستورالعمل‌های موجود و لازم برای انطباق بین‌فرهنگی ابزارها، اغلب فرآیند آماده‌سازی و ترجمه‌ی ابزار شامل چند مرحله‌ی متوالی است که در هر مرحله، اطمینان از هم‌ارزی مفهومی میان نسخه‌ی ترجمه‌شده و اصلی، مورد نظر قرار می‌گیرد. این مراحل به طور کلی شامل ترجمه، بازترجمه، ارزیابی و مرور توسط تیم ترجمه، قیاس با نسخه اصلی و در نهایت بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی ابزار است. مطابق با این روال، ترجمه این مقیاس به زبان فارسی توسط دو نفر به صورت مستقل، صورت گرفت. سپس نسخه‌های ترجمه شده توسط یک نفر از اساتید روانشناسی متخصص در این حوزه و مسلط به فرهنگ و زبان انگلیسی، بازنگری شد و با نسخه‌ی اصلی تطبیق یافت. پس از این، متن نهایی توسط مترجم مسلط به زبان انگلیسی و فارسی، به زبان انگلیسی بازترجمه شد و بعد از مقایسه با نسخه ابتدایی فارسی، توسط یکی دیگر از اساتید، مورد بازبینی نهایی قرار گرفت.
نسخه‌ی آماده شده‌ی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه به زبان فارسی در بین دانشجویان کشور اجرا شد. باتوجه به موازین اخلاق پژوهشی، شرکت در این پژوهش به صورت داوطلبانه بود و مشارکت از طریق فضای مجازی صورت گرفت. توضیحات لازم درباره‌ی نحوه‌ی مشارکت ارائه شد و شرکت‌کنندگان بدون نام و با اطمینان از محرمانه بودن تمامی اطلاعات در پژوهش مشارکت کردند. گزارش پژوهش نیز به شیوه‌ای ارائه شده است که شناسایی شرکت‌کنندگان ممکن نباشد.
پس از این مرحله، در ابتدا داده‌های جمع‌آوری شده، جهت بررسی ارزش‌های از دست رفته مورد تحلیل قرار گرفت و باتوجه به توزیع پرسشنامه به صورت لینک، داده‌ی از دست رفته‌ای یافت نشد و تمامی داده‌ها به منظور سنجش ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس، تجزیه و تحلیل شدند. در ابتدا تحلیل عاملی تأییدی انجام شد؛ از آنجا که ساختار عاملی به دست آمده، با ساختار عاملی مقیاس اصلی (13) شباهت نداشت و با توجه به اینکه بافت تاریخی- اجتماعی، هنجارهای فرهنگی و ارزش‌های غالب بر فرهنگ، میتواند نقش مهمی بر فرآیند تنظیم هیجان (24) و ذهنی‌سازی عاطفه داشته باشد، به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس در جمعیت ایرانی، تحلیل عاملی اکتشافی صورت گرفت. بدین منظور، نمونه به صورت تصادفی به دو نیمه تقسیم و نیمه‌ی اول برای تحلیل عاملی اکتشافی انتخاب شد. در ابتدا به جهت بررسی مفروضه‌های تحلیل عاملی اکتشافی، توسط آزمون کولموگروف اسمیرنوف، توزیع نرمال متغیرها تأیید شد (05/0P>). پس از تحلیل عاملی اکتشافی، به منظور راستی‌آزمایی ساختار عاملی به دست‌آمده، انجام تحلیل عاملی تأییدی بر نیمه‌ی دیگر نمونه، ضروری بود. لذا از طریق برآورد درست‌نمایی بیشینه[17] (MLE) و آزمون توزیع نرمال چند متغیری[18] (Mardia)، مفروضه‌های تحلیل عاملی تأییدی بررسی و توزیع نرمال متغیرها تأیید شد (05/0P>).
به علاوه روایی ملاکی همزمان مقیاس با مقیاسهای رضایت از زندگی و پرسشنامه ده سؤالی شخصیت (TIPI)، روایی واگرای آن با پرسشنامه اضطراب بک و روایی همگرای آن از طریق محاسبه میانگین واریانس استخراج‌شده[19] AVE بررسی شد. در نهایت نیز برای ارزیابی اعتبار مقیاس، روش اعتبار همسانی درونی (آلفای کرونباخ[20])، ضریب تتای[21] ترتیبی و اعتبار مرکب[22] استفاده شد. لازم به ذکر است تحلیل اطلاعات توسط دو نرم‌افزار "SPSS" نسخه‌ی 24 و R.4.1.1 پکیج لاوان[23] صورت گرفت.
مطالعه حاضر پس از تأیید شورای پژوهشی دانشگاه تربیت مدرس تهران و کمیته اخلاق دانشگاه با کد IR.MODARES.REC.1399.175 انجام شد.
نسخه‌ی آماده شده‌ی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه به زبان فارسی در بین دانشجویان کشور اجرا شد. باتوجه به موازین اخلاق پژوهشی، شرکت در این پژوهش به صورت داوطلبانه بود و مشارکت از طریق فضای مجازی صورت گرفت. توضیحات لازم درباره‌ی نحوه‌ی مشارکت ارائه شد و شرکت‌کنندگان بدون نام و با اطمینان از محرمانه بودن تمامی اطلاعات در پژوهش مشارکت کردند. گزارش پژوهش نیز به شیوه‌ای ارائه شده است که شناسایی شرکت‌کنندگان ممکن نباشد.
پس از این مرحله، در ابتدا داده‌های جمع‌آوری شده، جهت بررسی ارزش‌های از دست رفته مورد تحلیل قرار گرفت و باتوجه به توزیع پرسشنامه به صورت لینک، داده‌ی از دست رفته‌ای یافت نشد و تمامی داده‌ها به منظور سنجش ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس، تجزیه و تحلیل شدند. در ابتدا تحلیل عاملی تأییدی انجام شد؛ از آنجا که ساختار عاملی به دست آمده، با ساختار عاملی مقیاس اصلی (13) شباهت نداشت و با توجه به اینکه بافت تاریخی- اجتماعی، هنجارهای فرهنگی و ارزش‌های غالب بر فرهنگ، میتواند نقش مهمی بر فرآیند تنظیم هیجان (24) و ذهنی‌سازی عاطفه داشته باشد، به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس در جمعیت ایرانی، تحلیل عاملی اکتشافی صورت گرفت. بدین منظور، نمونه به صورت تصادفی به دو نیمه تقسیم و نیمه‌ی اول برای تحلیل عاملی اکتشافی انتخاب شد. در ابتدا به جهت بررسی مفروضه‌های تحلیل عاملی اکتشافی، توسط آزمون کولموگروف اسمیرنوف، توزیع نرمال متغیرها تأیید شد (05/0P>). پس از تحلیل عاملی اکتشافی، به منظور راستی‌آزمایی ساختار عاملی به دست‌آمده، انجام تحلیل عاملی تأییدی بر نیمه‌ی دیگر نمونه، ضروری بود. لذا از طریق برآورد درست‌نمایی بیشینه[17] (MLE) و آزمون توزیع نرمال چند متغیری[18] (Mardia)، مفروضه‌های تحلیل عاملی تأییدی بررسی و توزیع نرمال متغیرها تأیید شد (05/0P>).
به علاوه روایی ملاکی همزمان مقیاس با مقیاسهای رضایت از زندگی و پرسشنامه ده سؤالی شخصیت (TIPI)، روایی واگرای آن با پرسشنامه اضطراب بک و روایی همگرای آن از طریق محاسبه میانگین واریانس استخراج‌شده[19] AVE بررسی شد. در نهایت نیز برای ارزیابی اعتبار مقیاس، روش اعتبار همسانی درونی (آلفای کرونباخ[20])، ضریب تتای[21] ترتیبی و اعتبار مرکب[22] استفاده شد. لازم به ذکر است تحلیل اطلاعات توسط دو نرم‌افزار "SPSS" نسخه‌ی 24 و R.4.1.1 پکیج لاوان[23] صورت گرفت.
مطالعه حاضر پس از تأیید شورای پژوهشی دانشگاه تربیت مدرس تهران و کمیته اخلاق دانشگاه با کد IR.MODARES.REC.1399.175 انجام شد.
یافته‌ها
ویژگی‌های جمعیت‌شناختی نمونه در جدول شماره 1 ارائه شده است.
جدول 1- ویژگی‌های جمعیت‌شناختی
| متغیر | محدوده | تعداد | درصد |
| جنس | زن | 334 | 7/74 |
| مرد | 113 | 3/25 | |
| مدرک تحصیلی | کاردانی | 45 | 1/10 |
| کارشناسی | 250 | 9/55 | |
| کارشناسی ارشد | 116 | 26 | |
| دکتری | 29 | 7/6 | |
| گزارش نشده | 7 | 3/1 | |
| وضعیت تأهل | مجرد | 367 | 1/82 |
| متأهل | 75 | 8/16 | |
| جدا شده | 5 | 1/1 |
در ابتدا به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس در نمونه ایرانی، تحلیل عاملی اکتشافی انجام شد؛ لذا برای ارزیابی مناسب بودن گویههای مقیاس جهت تحلیل عاملی اکتشافی، شاخص همبستگی هر گویه با نمره کل تصحیح‌شده[24]، مورد بررسی قرار گرفت. مقادیر همبستگی گویه‌ها با نمره کل تصحیح‌شده در بازه 27/0 تا 7/0 متغیر بود. از آنجا که مقدار همبستگی تعدیل‌شده گویه-نمره کل در بازه مطلوب قرار داشت (16) میتوان گفت همسویی گویه‌ها با نمره کل مقیاس احراز شد.
پس از این مرحله، برای اطمینان از عامل‌پذیر بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی اکتشافی دو آزمون متدوال کرویّت بارتلت[25] و کفایت نمونه‌برداری کیزر-میر-اولکین[26] انجام شد. نتایج برای آزمون کرویّت بارتلت معنادار شد (001/0>P) و حاکی از این بود که ماتریس همبستگی بین متغیرها، ماتریسی یکه نیست و انجام تحلیل عاملی اکتشافی به لحاظ آماری موجه است. همچنین مقدار شاخص کفایت نمونه برداری کیزر-میر-اولکین (KMO)، برابر با 87/0 بود. باتوجه به اینکه این مقدار، بیشتر از 6/0 است میتوان بر نتایج تحلیل عاملی اکتشافی تکیه کرد (16).
پس از این مرحله، برای اطمینان از عامل‌پذیر بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی اکتشافی دو آزمون متدوال کرویّت بارتلت[25] و کفایت نمونه‌برداری کیزر-میر-اولکین[26] انجام شد. نتایج برای آزمون کرویّت بارتلت معنادار شد (001/0>P) و حاکی از این بود که ماتریس همبستگی بین متغیرها، ماتریسی یکه نیست و انجام تحلیل عاملی اکتشافی به لحاظ آماری موجه است. همچنین مقدار شاخص کفایت نمونه برداری کیزر-میر-اولکین (KMO)، برابر با 87/0 بود. باتوجه به اینکه این مقدار، بیشتر از 6/0 است میتوان بر نتایج تحلیل عاملی اکتشافی تکیه کرد (16).
| جدول2- بارهای عاملی عوامل مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه | |||||||
| عامل پنجم | عامل ابراز هیجان | عامل ردیابی هیجان | عامل پردازش هیجان | عامل شناخت هیجان | محتوای گویه | گویه | |
| - | - | 74/0 | - | - | اغلب به این فکر میکنم که چگونه هیجاناتی که دارم، ریشه در تجارب گذشتهام دارند. (مثلا روابط خانوادگی در دوره کودکی). | 1 | |
| - | 55/0 | - | - | - | به راحتی میتوانم هیجاناتم را نسبت به دیگران نشان دهم. | 2 | |
| - | - | - | - | 42/0 | هیجانات پیچیده دیگران را به خوبی درک میکنم. | 3 | |
| - | - | - | - | 45/0 | وقتی در شرایط سخت هیجانی قرار دارم، از شیوه‌هایی استفاده میکنم که می‌دانم کمکم میکنند. | 4 | |
| - | - | 47/0 | - | - | میتوانم بفهمم که چگونه روابط گذشته، بر هیجانات کنونی من تأثیر می‌گذارند. | 5 | |
| - | - | - | 56/0 | - | حتی وقتی هیجانهای پیچیدهای را تجربه میکنم، همچنان میتوانم منطقی فکر کنم. | 6 | |
| - | - | - | 34/0 | - | میتوانم به خودم فرصت دهم تا بر اساس هیجاناتم عمل کنم. | 7 | |
| - | - | - | 37/0 | - | برای مدیریت هیجانهای خود، تلاش میکنم. | 8 | |
| - | 44/0 | - | - | - | برایم دشوار است که درباره‌ی هیجانات پیچیده‌ام صحبت کنم. | 9 | |
| - | - | - | 59/0 | - | وقتی احساس منفی و ناخوشایندی دارم، می‌دانم چطور آن را کنترل کنم. | 10 | |
| - | - | - | - | 64/0 | اغلب می‌دانم که چرا چنین احساس و هیجانی دارم. | 11 | |
| - | - | - | - | 68/0 | میتوانم همواره هیجانهای جاری خود را درک کنم. | 12 | |
| - | - | - | 38/0 | - | در مورد هیجانهایی که تجربه میکنم سردرگم هستم. | 13 | |
| - | - | - | 62/0 | - | میتوانم هیجاناتم را به گونه‌ای دقیق، تنظیم و مدیریت کنم. | 14 | |
| - | - | - | 42/0 | - | مدیریت هیجانهایم برایم دشوار است. | 15 | |
| - | - | 70/0 | - | - | دانستن تجارب کودکی، به من کمک میکند تا هیجانات کنونیام را در بستری وسیعتر به گذشته نیز مرتبط سازم. | 16 | |
| - | - | - | - | 52/0 | گاهی به آسانی متوجه میشوم که همزمان در حال تجربه هیجانهای متفاوتی هستم . | 17 | |
| - | - | 54/0 | - | - | اغلب برای درک احساسات کنونیام، به تجارب گذشتهام فکر میکنم. | 18 | |
| - | 41/0 | - | - | - | اگر زمان مناسبی برای نشان دادن هیجاناتم نباشد، میتوانم آنها را درون خودم نگه دارم. | 19 | |
| - | 75/0 | - | - | - | اغلب هیجاناتم را درون خود نگه می‌دارم. | 20 | |
| - | - | - | - | 54/0 | به راحتی میتوانم هیجانات اصلی را که احساس میکنم، مشخص کنم. | ۲۱ | |
| - | - | - | 50/0 | - | به خوبی میتوانم هیجاناتی را که می‌خواهم بیشتر احساس کنم، افزایش دهم. | ۲۲ | |
| - | - | - | 73/0 | - | به خوبی میتوانم هیجاناتم را کنترل کنم. | ۲۳ | |
| 53/0 | - | - | - | - | وقتی احساساتم را به دیگران بروز میدهم، اوضاع آشفته میشود. | ۲۴ | |
| - | - | - | 53/0 | - | هنگامی که احساس مثبتی دارم، می‌دانم که چطور آن احساس را تداوم بخشم. | ۲۵ | |
| - | - | - | 76/0 | - | هیجانهایی که نمی‌خواهم احساسشان کنم را به خوبی کنترل میکنم. | ۲۶ | |
| - | 58/0 | - | - | - | هیجانهایم را به سرعت بروز میدهم. | ۲۷ | |
| - | - | - | 65/0 | توجه به احساسهایم به من کمک میکند که به دلایل احساس خود پی ببرم. | ۲۸ | ||
| - | - | - | 66/0 | من از الگوهای پرتکرار هیجانات خود آگاه هستم. | ۲۹ | ||
| - | 55/0 | - | - | - | اطرافیان به من می‌گویند به خوبی هیجاناتم را ابراز میکنم. | ۳۰ | |
| - | 54/0 | - | - | - | اگر چیزی را احساس کنم، ترجیح میدهم در مورد آن با دیگران بحث نکنم. | ۳۱ | |
| 44/0 | - | - | - | - | مدتی طول می‌کشد تا بفهمم واقعا چه احساسی دارم. | ۳۲ | |
| - | - | - | - | 57/0 | تلاش میکنم تا پیچیدگی هیجانهایم را بفهمم. | ۳۳ | |
| - | - | - | - | 57/0 | برایم مهم است که احساسات حقیقی‌ام را بپذیرم. | ۳۴ | |
| - | - | - | - | 71/0 | من اغلب می‌فهمم که هیجاناتم از کجا نشأت می‌گیرند. | ۳۵ | |
| - | 60/0 | - | - | - | اگر چیزی احساس کنم، ترجیح میدهم آن را به دیگران منتقل نکنم. | ۳۶ | |
| - | - | 67/0 | - | - | اغلب برای فهم حالت هیجانی کنونی خود، به گذشته زندگیم نگاه میکنم. | ۳۷ | |
| - | - | 47/0 | - | - | برای شناخت بهتر احساستم، نسبت به اظهار نظر دیگران گوشی شنوا دارم. | ۳۸ | |
| 58/0 | - | - | - | - | هنگامی که سعی میکنم احساساتم را ابراز کنم، اطرافیان گیج میشوند. | ۳۹ | |
| - | - | - | - | 44/0- | برخی اوقات خوب است که هیجاناتم را در درون خودم نگه دارم. | ۴۰ | |
| - | - | - | 36/0 | - | میتوانم به خوبی بین هیجانهای مختلفی که تجربه میکنم تمایز قائل شوم. | ۴۱ | |
| - | - | - | - | 46/0 | خیلی کنجکاو هستم که هیجانهای خود را بشناسم. | ۴۲ | |
| - | - | - | 66/0 | - | اگر احساسی سبب ناراحتی من شود، میتوانم به راحتی از آن رهایی یابم. | ۴۳ | |
| - | 59/0 | - | - | - | اغلب می‌دانم چه احساسی دارم اما سعی میکنم آن را به صورت آشکار ظاهر نکنم. | ۴۴ | |
| - | 73/0 | - | - | - | اگر چیزی احساس کنم، اغلب آن را برونریزی میکنم و بروز میدهم. | ۴۵ | |
| - | - | - | - | 51/0 | سعی میکنم هیجانهایم را بشناسم. | ۴۶ | |
| - | - | 67/0 | - | - | میتوانم دقیقاً به تجاربی از دوره‌ی کودکی اشاره کنم که بر شیوه‌ی فکر کردن و احساسات کنونیام تأثیر گذاشتهاند. | ۴۷ | |
| - | 65/0 | - | - | - | اگر چیزی احساس کنم، آن را به دیگران انتقال میدهم. | ۴۸ | |
| - | - | - | - | 44/0 | فکر کردن درباره‌ی تجارب هیجانی دیگران به من کمک میکند تا تجارب هیجانی خود را نیز بشناسم. | ۴۹ | |
| - | - | 52/0 | - | - | میتوانم ببینم که چگونه روابط گذشتهام، در شکل روابط کنونیام اثر گذاشتهاند. | ۵۰ | |
| - | - | 71/0 | - | - | بسیار سودمند است که بدانم چگونه روابط خانوادگی من در هیجانهای کنونیام تأثیر گذاشتهاند. | ۵۱ | |
| - | - | - | - | 35/0 | از نظرات دیگران درباره‌ی خود استقبال میکنم زیرا این به من کمک میکند تا خودم را بهتر بفهمم. | ۵۲ | |
| 59/0- | - | - | - | - | به ندرت درباره‌ی دلایلی که باعث شدند تا هیجان خاصی را تجربه کنم، فکر میکنم. | ۵۳ | |
| - | - | 53/0 | - | - | شناخت رویدادهای مهمی که در مسیر زندگی بر رفتار من اثر گذاشتهاند مهم است. | ۵۴ | |
| 54/0 | - | - | - | - | نسبت به هیجانهایی که هنگام گفتگو با دیگران دارم، آگاه نیستم. | ۵۵ | |
| - | 44/0 | - | - | - | ترجیح میدهم به جای آنکه مستقیماً در مورد هیجانهایم صحبت کنم، به صورت غیر مستقیم به آنها اشاره کنم. | ۵۶ | |
| - | - | - | - | 54/0 | میتوانم به سرعت و به سادگی هیجانهایی را که تجربه میکنم، بشناسم. | ۵۷ | |
| - | - | - | - | 60/0 | میتوانم هیجانات خود را با توجه به بافتی که در آن قرار دارم بشناسم. | ۵۸ | |
| - | - | - | - | 62/0 | وقتی همزمان ترکیبی از چند هیجان را تجربه میکنم، میتوانم آنها را نام ببرم | ۵۹ | |
| - | - | - | - | 51/0 | دوست دارم بدانم که چرا بعضی از هیجانها را بیشتر از دیگران تجربه میکنم. | ۶۰ | |
| 96/۱ | 76/2 | 71/3 | 88/5 | 29/14 | - | ارزش ویژه | |
| 26/3 | 61/4 | 18/۶ | 8/9 | 82/23 | - | درصد واریانس | |
به این علت که همبستگی عوامل به دست آمده، کمتر از 3/0 بود؛ برای تحلیل عاملی اکتشافی گویههای مقیاس، از چرخش واریماکس[27] استفاده شد و نتایج تحلیل مؤلفه‌های اصلی با چرخش واریماکس منجر به استخراج 5 عامل با ارزش ویژه[28] بزرگتر از 1 شد (جدول 2).
از آنجا که میزان بار عاملی قابل قبول برای هر گویه در بازه‌ی 3/0 تا 5/0 یا بالاتر قرار دارد (16) نتایج جدول نشان میدهد که تمامی گویه‌ها، بار عاملی قابل قبولی دارند و 5 عامل مجزا با ارزش ویژه‌ی 1 را تشکیل می‌دهند که عامل اول 82/23 درصد، عامل دوم 8/9 ، عامل سوم 18/6، عامل چهارم 61/4 درصد و عامل پنجم 26/3 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند. عامل 5 به علت درصد واریانس تبیین شده پایین، تعداد اندک سؤالات و نبود توجیه نظری مرتبط با گویههای موجود در آن، از تحلیل حذف شد.
چهار عامل دیگر با توجه به محتوای گویه‌ها شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان نامگذاری شدند. این چهار عامل در مجموع، 41/44 درصد از واریانس کل ذهنی‌سازی عاطفه را تبیین میکنند. به علاوه باید ذکر کرد که گویههای 24، 32، 39، 40، 53 و 55 به علت قرارگیری در بارهای عاملی که تناسبی با محتوای آن عامل نداشتند و با توجه به اینکه از لحاظ نظری، هیچ توجیه مبنی بر حضور این گویه‌ها در عامل مورد نظر نبود، از جریان تحلیل حذف شدند.
با توجه به آنچه که پیش از این ارائه شد، به جهت راستی‌آزمایی ساختار عاملی به دست آمده توسط تحلیل عاملی اکتشافی، بر نیمه‌ی دیگر نمونه برابر با 224 نفر از مشارکت‌کنندگان، تحلیل عاملی تأییدی انجام شد. لازم به ذکر است Thorndikحداقل حجم مطلوب نمونه برای تحلیل عاملی تأییدی را 200 نفر میداند. به منظور تحلیل عاملی تأییدی و برای اطمینان از برازش مطلوب مدل، شاخص‌های نیکویی برازش محاسبه شد (جدول 3). به علت نامناسب بودن شاخص‌های نیکویی برازش، برخی از گویههای مقیاس همبسته شده و نتایج شاخص‌های نیکویی برازش پس از اصلاح مدل به‌دست‌آمده از تحلیل اکتشافی، در جدول 3 ارائه شده است.
از آنجا که میزان بار عاملی قابل قبول برای هر گویه در بازه‌ی 3/0 تا 5/0 یا بالاتر قرار دارد (16) نتایج جدول نشان میدهد که تمامی گویه‌ها، بار عاملی قابل قبولی دارند و 5 عامل مجزا با ارزش ویژه‌ی 1 را تشکیل می‌دهند که عامل اول 82/23 درصد، عامل دوم 8/9 ، عامل سوم 18/6، عامل چهارم 61/4 درصد و عامل پنجم 26/3 درصد از واریانس کل را تبیین میکنند. عامل 5 به علت درصد واریانس تبیین شده پایین، تعداد اندک سؤالات و نبود توجیه نظری مرتبط با گویههای موجود در آن، از تحلیل حذف شد.
چهار عامل دیگر با توجه به محتوای گویه‌ها شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان نامگذاری شدند. این چهار عامل در مجموع، 41/44 درصد از واریانس کل ذهنی‌سازی عاطفه را تبیین میکنند. به علاوه باید ذکر کرد که گویههای 24، 32، 39، 40، 53 و 55 به علت قرارگیری در بارهای عاملی که تناسبی با محتوای آن عامل نداشتند و با توجه به اینکه از لحاظ نظری، هیچ توجیه مبنی بر حضور این گویه‌ها در عامل مورد نظر نبود، از جریان تحلیل حذف شدند.
با توجه به آنچه که پیش از این ارائه شد، به جهت راستی‌آزمایی ساختار عاملی به دست آمده توسط تحلیل عاملی اکتشافی، بر نیمه‌ی دیگر نمونه برابر با 224 نفر از مشارکت‌کنندگان، تحلیل عاملی تأییدی انجام شد. لازم به ذکر است Thorndikحداقل حجم مطلوب نمونه برای تحلیل عاملی تأییدی را 200 نفر میداند. به منظور تحلیل عاملی تأییدی و برای اطمینان از برازش مطلوب مدل، شاخص‌های نیکویی برازش محاسبه شد (جدول 3). به علت نامناسب بودن شاخص‌های نیکویی برازش، برخی از گویههای مقیاس همبسته شده و نتایج شاخص‌های نیکویی برازش پس از اصلاح مدل به‌دست‌آمده از تحلیل اکتشافی، در جدول 3 ارائه شده است.
| جدول3- شاخص‌های نیکویی برازش | ||||
| شاخص‌های نیکویی برازش | مقادیر محاسبه‌شده | |||
| قبل از اصلاح پس از اصلاح | ||||
| مجذور خی | ۳۳۱/۳۱۰۰ | 331/3100 | ||
| درجه‌ی آزادی | ۱۳۶۵ | 1365 | ||
| P Value | 001/0> | 001/0> | ||
| نسبت مجذور خی به درجه‌ی آزادی | ۲۷/۲ | 27/2 | ||
| ریشه میانگین مجذور خطای تقریب RMSEA | 07/0 | 06/0 | ||
| ریشه میانگین مجذور باقیمانده استاندارد SRMR | 11/0 | 05/0 | ||
| شاخص نیکویی برازش GFI | 64/0 | 91/0 | ||
| شاخص برازش تطبیقی CFI | 70/۰ | 92/0 | ||
| شاخص برازش هنجار شده NFI | 58/۰ | 88/0 | ||
| شاخص برازش هنجار نشده NNFI | 69/۰ | 91/0 | ||
| شاخص برازش رشدی IFI | 71/۰ | 92/0 | ||
همانطور که در جدول 3 نمایان است، در این پژوهش برای بررسی برازش مدل، شاخص‌های مجذور خی، خی‌دوی نسبی (نسبت مجذور خی به درجه آزادی)، RMSEA، SRMR، GFI، CFI، NFI، NNFI و IFI استفاده گردید. ارزیابی برازش مدل، موضوع روش‌شناختی است که در دهه‌های متعدد مورد توجه قرار گرفته و روش‌های مختلفی برای آن معرفی شده است. یکی از شاخص‌هایی که اثر حجم نمونه را به حداقل می‌رساند، خی‌دوی نسبی است که توسط Wheaton معرفی شدهاست. اگرچه یک مقدار ثابت به عنوان نسبت قابل قبول برای این شاخص، مورد توافق نیست؛ اما پیشنهادات بین یک بازه‌ی کمتر از 2 تا حداکثر 5 متغیر است (25). به این معنا که برخی از پژوهشگران مقادیر کمتر از 2 را به عنوان نسبت قابل قبول و برخی مقادیر کمتر از 3 را، جهت برازش بسیار مطلوب مدل معرفی کرده‌اند. همانطور که در جدول 3 نیز مشخص است، نسبت مجذور خی به درجه آزادی در تحلیل برابر با 27/2 است که در بازه قابل قبول و نزدیک به میزان بسیار مطلوب برازش مدل میباشد و نشانگر برازش مطلوب مدل است. شاخص RMSEA شاخص بعدی است که به عنوان یکی از شاخص‌های مناسب برای ارزیابی برازش مدل استفاده میشود. نقطه برش برای برازش مطلوب مدل توسط این شاخص، تا اوایل دهه نود در بازه‌ی 05/0 تا 1/0 در نظر گرفته می‌شد. با این حال، Steiger نقطه برش این شاخص برای برازش مطلوب مدل را، 07/0 میداند. بنابر نتایج، میزان محاسبه شده‌ی این شاخص 06/0 است که نشانگر برازش مطلوب مدل پژوهش است. برای شاخص SRMR نیز، مقادیر کمتر از 08/0 و در برخی موارد کمتر از 05/0 برازش مطلوب مدل را نشان می‌دهند که در نتایج به‌دست‌آمده، این شاخص برابر با 05/0 و نشان‌دهنده‌ی برازش مطلوب مدل است. سایر شاخص‌های نیکویی برازش محاسبه شده که شامل GFI، CFI، NFI، NNFI و IFI هستند، به طور کلی می‌توانند در بازه صفر تا یک قرار داشته باشند. هر چقدر مقدار این شاخص‌ها به یک نزدیک‌تر باشد، مدل برازش بهتری دارد. در واقع مقدار مطلوب برای هر کدام از شاخص‌ها را به طور کلی بیشتر از 9/0 میدانند. مقادیر به‌دست‌آمده از بررسی مدل به این ترتیب است؛ 91/0، 92/0، 88/0، 91/0 و 92/0 که GFI، CFI، NNFI و IFI بر برازش بسیار مطلوب و NFI بر برازش مطلوب مدل دلالت دارند. به طور کلی میتوان نتیجه‌گیری کرد که شاخص‌های نیکویی برازش (جدول 3)، حکایت‌گر برازش بسیار خوب مدل ۴ عاملی به‌دست‌آمده در تحلیل عاملی اکتشافی است. نتایج تحلیل عاملی تأییدی نیز در جدول 4 ارائه شده است
پس از این مرحله برای بررسی روایی سازه، روایی همگرای مقیاس توسط شاخص AVE برای هر کدام از عوامل محاسبه شد. این شاخص برای هر یک از عوامل به ترتیب برابر با ۵۲/۰، 53/0، 54/0 و 52/0 به دست آمد. فراهانی و روشن (16) مقدار AVE بیشتر از ۵/۰ را نشانگر روایی همگرای مطلوب یک مقیاس میدانند. از آنجا که میزان به‌دست‌آمده برای این شاخص، بالاتر از 5/0 و در بازه قابل قبول است میتوان گفت مقیاس، روایی همگرایی قابل قبولی دارد، به این معنا که گویه‌ها نسبت بالایی از واریانس مشترک باهم دارند و هر یک از گویه‌ها فقط عامل مرتبط با خود را اندازه‌گیری میکند و ترکیب گویه‌ها به شکلی است که تمام عوامل، از یکدیگر مجزا هستند. علاوه بر این روایی ملاک-محور همگرا و واگرای مقیاس نیز توسط ضریب همبستگی پیرسون با مقیاسهای رضایت از زندگی، پرسشنامه ده سؤالی شخصیت و اضطراب بک بررسی شد (جدول 5).
جدول5- آلفای کرونباخ و همبستگی همگرا و واگرای عوامل مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه
| آلفای کرونباخ | همبستگی پیرسون با مقیاس SWLS | همبستگی پیرسون با مقیاس BAI | همبستگی پیرسون با مقیاس TIPI | ||||||||||
| برونگرایی وجدانی ثبات توافق گشودگی بودن هیجانی |
|||||||||||||
| عامل اول: شناخت هیجان سطح معناداری |
90/0 - |
**۳۱/0 001/0> |
**16/0- ۰۰۱/۰ |
**23/0 001/0> |
**۲3/۰ 001/0> |
**۳۰/۰ 001/0> |
**۱۶/۰ ۰۰۱/۰ |
**۳۱/۰ 001/0> |
|||||
| عامل دوم: پردازش هیجان سطح معناداری |
88/۰ - |
**۴۸/0 001/0> |
**38/0 - 001/0> |
**24/۰ 001/0> |
**۳۶/۰ 001/0> |
**۵۳/۰ 001/0> |
**۱۸/۰ 001/0> |
**۲۹/۰ 001/0> |
|||||
| عامل سوم: ردیابی هیجان سطح معناداری |
87/0 - |
**۱۵/0 001/0 |
03/۰- 422/۰ |
**13/۰ ۰۰۶/۰ |
**۱۴/۰ ۰۰۳/۰ |
**۱۳/۰ ۰۰۶/۰ |
۰۶/۰ ۱۹۸/۰ |
**۱۶/۰ ۰۰۱/۰ |
|||||
| عامل چهارم: ابراز هیجان سطح معناداری |
83/0 - |
**۲۳/0 001/0> |
*11/0 - ۰2۰/۰ |
**۴9/۰ 001/0> |
۰۶/۰ ۱۷۹/۰ |
0۱۵/۰ 759/۰ |
۰۷/۰ ۱۱۲/۰ |
۰۴/۰ ۳۶۳/۰ |
|||||
| نمره کل ذهنی‌سازی عاطفه سطح معناداری |
93/0 - |
**۴۱/۰ 001/0> |
**24/0 - 001/0> |
**۳۷/۰ 001/0> |
**28/۰ ۰۱۰/۰ |
**۳5/۰ 001/0> |
**۱۷/۰ 001/0> |
**۲۹/۰ 001/0> |
|||||
در نهایت به جهت بررسی اعتبار نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه، ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ)، تتای ترتیبی و اعتبار مرکب مورد ارزیابی قرار گرفت. ضریب آلفای کرونباخ برای عوامل شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان به ترتیب برابر با 9/0، 88/0، 87/0 و 83/0 و برای کل مقیاس برابر با 93/0 محاسبه شد. از آنجا که ضریب آلفا، تحت تأثیر تعداد گویههای مقیاس قرار دارد، بر سر میزان قابل قبول برای آلفا تا حدودی ابهام وجود دارد؛ اما به صورت توافقی، بازه 8/0 تا 95/0 بسیار مطلوب است (16). مقدار آلفای محاسبه شده برای مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه در این پژوهش برابر با 93/0 و نشان‌دهنده اعتبار مناسب مقیاس است. به علاوه ضریب تتا نیز که برای اعتبار، باید مقادیر بالاتر از 8/0 را اتخاذ کند در این مقیاس 98/0 میباشد که قابل قبول است. مقدار محاسبه شده برای اعتبار مرکب CR عوامل مقیاس به ترتیب برابر با 89/0، 83/0، 82/0 و 82/0 است که بالاتر از مقدار قابل قبول 7/0 میباشند و نشان دهنده‌ی این واقعیت است که تمامی گویه‌ها بطور یکنواختی یک سازه پنهان را بازنمایی میکنند و میتوان گفت، مقیاس روایی همگرای مناسبی دارد.
لازم به ذکر است که یکی دیگر از ملاک‌ها برای اطمینان از روایی همگرای سازه، بیشتر بودن مقدار CR از AVE، برای همه‌ی عوامل است؛ لذا همانطور که پیش از این ذکر شد، مطابق با نتایج، از یک سو مقادیر اعتبار مرکب بیشتر از 8/0 و مقادیر میانگین واریانس استخراج شده بیشتر از 5/0 و از سویی دیگر، مقدار اعتبار مرکب در تمامی عوامل، بیشتر از میانگین واریانس استخراج شده است که گویای روایی همگرای نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه است.
لازم به ذکر است که یکی دیگر از ملاک‌ها برای اطمینان از روایی همگرای سازه، بیشتر بودن مقدار CR از AVE، برای همه‌ی عوامل است؛ لذا همانطور که پیش از این ذکر شد، مطابق با نتایج، از یک سو مقادیر اعتبار مرکب بیشتر از 8/0 و مقادیر میانگین واریانس استخراج شده بیشتر از 5/0 و از سویی دیگر، مقدار اعتبار مرکب در تمامی عوامل، بیشتر از میانگین واریانس استخراج شده است که گویای روایی همگرای نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه است.
بحث
این پژوهش با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه انجام شد. باتوجه به نقش و اهمیت متغیرهای شناختی – اجتماعی پیشین و اثرگذاری بافت فرهنگی بر فرآیند تنظیم هیجان؛ در ابتدا تحلیل عاملی اکتشافی صورت گرفت. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی، متفاوت با ساختار سه عاملی نسخه‌ی اصلی؛ ساختار چهار عاملی را در نمونه ایرانی گزارش نمود. چهار عامل استخراج شده بر اساس محتوای گویه‌ها و مفهومی که ارزیابی می‌کردند، به ترتیب شناخت هیجان، پردازش هیجان، ردیابی هیجان و ابراز هیجان نامگذاری شدند. عامل شناخت هیجان که آگاهی و شناسایی هیجان را می‌سنجد شامل گویههای 3، 4، 11، 12، 17، 21، 28، 29، 33، 34، 35، 42، 46، 49، 52، 57، 58، 59، 60 هست. آنچه در این عامل ارزیابی میشود نزدیکی مفهومی قابل توجهی با دانش هیجانی[29] دارد. دانش هیجانی توسط سه مؤلفه اصلی تعریف میشود: تشخیص، شناسایی و بازشناسی هیجانها در خود و دیگری، برچسب زدن یا نامگذاری هیجانات خود و دیگری، درک و شناخت علل و موقعیت‌هایی که هیجانها را فراخوانی میکنند (26). اهمیت و ضرورت توانایی شناسایی هیجانها نه تنها در تقویت مهارتهای مرتبط با هوش هیجانی بلکه در فرآیند تنظیم هیجان نیز گزارش شدهاست. به این معنا که شناسایی هیجانهای خود و دیگری علاوه بر اثرگذاری بر کیفیت تجارب هیجانی، بر چگونگی ابرازگری هیجانی نیز اثر می‌گذارند؛ بنابراین میتوان گفت این عامل همسو با سایر پژوهش‌ها، حاکی از نقش ضروری شناسایی هیجانها در فرآیند تنظیم هیجان میباشد.
به علاوه باید گفت؛ همانطور که در تعریف تنظیم هیجان نیز اشاره میشود: این فرآیند شامل کنترل نوع، زمان، شدت و نحوه‌ی ابراز هیجانهایی است که افراد تجربه میکنند (26،9) آنچه Greenberg و همکاران (13) در بعد دوم فرآیند ذهنی‌سازی عاطفه بر آن تأکید ویژه‌ای دارند. این بعد از ذهنی‌سازی عاطفه که بر تعدیل و تنظیم شدت، زمان و نوع هیجان اشاره دارد، با عامل پردازش هیجان به دست آمده از طریق تحلیل عاملی اکتشافی این پژوهش همپوشانی دارد. همانطور که از محتوای گویههای این عامل نیز مشخص است، نقش کنترل، مدیریت و تعدیل در تنظیم هیجان که در این عامل نیز به آن اشاره شده، با پژوهش‌های پیشین همسو میباشد.
از سوی دیگر، گویههای 1، 5، 16، 18، 37، 38، 47، 50، 51، 54 که عامل سوم یا ردیابی هیجان را تشکیل می‌دهند به نقش تجارب گذشته بر فرآیند تنظیم هیجان اشاره دارند و با تأکید بر استفاده از اندوخته‌ی حافظه‌ی سرگذشتی، تنظیم هیجان را مورد ارزیابی قرار می‌دهند. دوگانه‌ی شناخت-هیجان و نحوه‌ی تعامل این دو مفهوم، از دیرباز مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته است؛ اگرچه مجادلات بر سر این دو مفهوم کم نبوده، باید گفت پژوهشگران بر رابطهی متقابل و اثرگذاری دوطرفه‌ی آنها بر یکدیگر، تأکید دارند (27). براساس نظریه‌های شناختی هیجان، فرآیندهای متفاوت شناختی مثل ارزیابی مجدد، توجه، ادراک و حافظه بر فرآیند تنظیم هیجان اثرگذار میباشند. از میان این فرآیندهای متفاوت شناختی، حافظه؛ به عنوان فرآیندی فراگیر در زندگی عاطفی ما شناخته میشود که مبانی عصب‌شناختی مشترکی نیز با تنظیم هیجان دارد. عامل ردیابی هیجان، همسو با یافته‌های مذکور، نقش تجارب گذشته و اطلاعات موجود در حافظه‌ی سرگذشتگی را در ذهنی‌سازی عاطفه می‌سنجد. همانطور که اشاره شد، ذهنی‌سازی عاطفه نیز با رویکردی پویا، نقطه تمایز خود را از سایر مدلهای تنظیم هیجان، توجه به فرآیندهای حافظه، به ویژه حافظه سرگذشتی میداند. با وجود این، در نسخه اصلی مقیاس، این موضوع به عنوان یک عامل متمایز استخراج نشده است و گویههای مرتبط با آن، در سایر ابعاد تنظیم هیجان قرار گرفته‌اند اما در پژوهش حاضر، گویههای مرتبط با حافظه سرگذشتی همسو با نتایج مربوط به نسخه ایتالیایی مقیاس (خی‌دو=1076، 058/0= RMSEA، .074/0=SRMR)؛ به عنوان یک عامل متمایز معرفی میشوند (28). این نسخه توسط Rinaldi و همکاران، با اجرای مقیاس در نمونه‌ای با حجم 507 مشارکت‌کننده، ساختاری 5 عاملی را برای این مقیاس در جمعیت غیربالینی دانشجویان ایتالیایی، گزارش میکند.
این تفاوت را میتوان با عنایت به نقش عوامل اجتماعی، تاریخی و فرهنگی در فرآیند ذهنی‌سازی عاطفه توجیه کرد. لزوم توجه به مسائل میان‌فرهنگی در فرآیند ذهنی‌سازی بسیار اهمیت دارد. پژوهشگران در چارچوب رویکرد نسبی‌گرایی[30]، نقش بافت و فرهنگ را در مسائل روانشناختی به ویژه ذهنی‌سازی مهم میدانند و با اشاره به تفاوت‌های حاکم بر فرهنگ‌های فردگرا و جمع‌گرا، ظرفیت ذهنی‌سازی را در این دو نوع فرهنگ، متمایز میدانند. به علاوه Zapf و همکاران (29) نیز تفاوت‌های فرهنگی از جمله، هنجارها، ارزش‌ها و معیارهای مرتبط با هر کدام از گونه‌های فرهنگی را، در فرآیند تنظیم و ابراز هیجان مؤثر میدانند. باید گفت که در ایران، از سویی غنای ادبی-تاریخی و اهمیت روایت‌گری در ادبیات و زبان فارسی و از سویی دیگر، تأکید محیط بر استفاده از تجارب گذشته برای ابراز رفتار سازگار با چارچوب فرهنگی، افراد را به استفاده از حافظه سرگذشتی درباره‌ی تجارب هیجانی ترغیب میکند؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت که وجود این عامل در نمونه‌ی ایرانی توجیه نظری دارد.
عامل نهایی که گویههای 2، 9، 19، 20، 27، 30، 31، 36، 44، 45، 48، 56 را شامل میشود ابراز هیجان را می‌سنجد. همانطور که می‌دانیم نحوه‌ی ابراز هیجان، بخش مهمی از فرآیند تنظیم هیجان است که توسط آن، با توجه به تقاضاهای محیطی و بافت حاضر، هیجان ابراز شده، سازگارانه ارائه میشود. این مفهوم در چند دهه‌ی اخیر، به طور ویژه در فضای کار و اشتغال مورد توجه قرار گرفته است. نتایج به دست آمده از پژوهش‌های مرتبط با هیجان کار[31]، نشان‌دهنده‌ی این واقعیت است که مقتضیات حرفهای و قوانین حاکم بر چارچوب‌های سازمانی، نقش مهمی در نحوه‌ی ابراز هیجان کارکنان آن سازمان دارد (28). در سطحی وسیعتر نیز میتوان این امر را مشاهده کرد، زیرا "هیجان به نوعی در بافت‌های اجتماعی اتفاق میافتد و این بافت‌ها به صورت قدرتمند توسط نیروهای اجتماعی بزرگ شکل می‌گیرند (9)؛ بنابراین ابراز هیجان تحت تأثیر ملاحظات اجتماعی و فرهنگی قرار می‌گیرد و میتوان گفت نتایج پژوهش‌ها نیز از حضور این عامل حمایت میکنند.
به‌طور کلی مقایسه‌ی عامل‌های گزارش شده در پژوهش حاضر با عامل‌های مقیاس اصلی، نشان دهنده‌ی شباهت زیاد عوامل و گویههای مرتبط با آن‌هاست. Greenberg و همکاران (13) بر مبنای نظریه‌ی ذهنی‌سازی عاطفه (14)، مقیاس را با چهار عامل طراحی کرده‌اند که در طول تجزیه و تحلیل و باتوجه به نتایج، یکی از عوامل حذف شد و سه عامل شناسایی، پردازش و ابراز به لحاظ آماری در مدل باقی ماند. نتایج حاصل از بررسی نسخه‌ی ایتالیایی مقیاس نیز 5 عامل را گزارش کرده‌است. در پژوهش حاضر چهار عامل با ارزش آماری مناسب گزارش شد و علاوه بر این، گویههای 24، 32، 39، 40، 53 و 55 باتوجه به قرارگیری در بارهای عاملی نامناسب از روند تجزیه و تحلیل حذف شدند و در مجموع نسخه‌ی فارسی با 54 گویه مورد تحلیل قرار گرفت.
به علاوه باید گفت؛ همانطور که در تعریف تنظیم هیجان نیز اشاره میشود: این فرآیند شامل کنترل نوع، زمان، شدت و نحوه‌ی ابراز هیجانهایی است که افراد تجربه میکنند (26،9) آنچه Greenberg و همکاران (13) در بعد دوم فرآیند ذهنی‌سازی عاطفه بر آن تأکید ویژه‌ای دارند. این بعد از ذهنی‌سازی عاطفه که بر تعدیل و تنظیم شدت، زمان و نوع هیجان اشاره دارد، با عامل پردازش هیجان به دست آمده از طریق تحلیل عاملی اکتشافی این پژوهش همپوشانی دارد. همانطور که از محتوای گویههای این عامل نیز مشخص است، نقش کنترل، مدیریت و تعدیل در تنظیم هیجان که در این عامل نیز به آن اشاره شده، با پژوهش‌های پیشین همسو میباشد.
از سوی دیگر، گویههای 1، 5، 16، 18، 37، 38، 47، 50، 51، 54 که عامل سوم یا ردیابی هیجان را تشکیل می‌دهند به نقش تجارب گذشته بر فرآیند تنظیم هیجان اشاره دارند و با تأکید بر استفاده از اندوخته‌ی حافظه‌ی سرگذشتی، تنظیم هیجان را مورد ارزیابی قرار می‌دهند. دوگانه‌ی شناخت-هیجان و نحوه‌ی تعامل این دو مفهوم، از دیرباز مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته است؛ اگرچه مجادلات بر سر این دو مفهوم کم نبوده، باید گفت پژوهشگران بر رابطهی متقابل و اثرگذاری دوطرفه‌ی آنها بر یکدیگر، تأکید دارند (27). براساس نظریه‌های شناختی هیجان، فرآیندهای متفاوت شناختی مثل ارزیابی مجدد، توجه، ادراک و حافظه بر فرآیند تنظیم هیجان اثرگذار میباشند. از میان این فرآیندهای متفاوت شناختی، حافظه؛ به عنوان فرآیندی فراگیر در زندگی عاطفی ما شناخته میشود که مبانی عصب‌شناختی مشترکی نیز با تنظیم هیجان دارد. عامل ردیابی هیجان، همسو با یافته‌های مذکور، نقش تجارب گذشته و اطلاعات موجود در حافظه‌ی سرگذشتگی را در ذهنی‌سازی عاطفه می‌سنجد. همانطور که اشاره شد، ذهنی‌سازی عاطفه نیز با رویکردی پویا، نقطه تمایز خود را از سایر مدلهای تنظیم هیجان، توجه به فرآیندهای حافظه، به ویژه حافظه سرگذشتی میداند. با وجود این، در نسخه اصلی مقیاس، این موضوع به عنوان یک عامل متمایز استخراج نشده است و گویههای مرتبط با آن، در سایر ابعاد تنظیم هیجان قرار گرفته‌اند اما در پژوهش حاضر، گویههای مرتبط با حافظه سرگذشتی همسو با نتایج مربوط به نسخه ایتالیایی مقیاس (خی‌دو=1076، 058/0= RMSEA، .074/0=SRMR)؛ به عنوان یک عامل متمایز معرفی میشوند (28). این نسخه توسط Rinaldi و همکاران، با اجرای مقیاس در نمونه‌ای با حجم 507 مشارکت‌کننده، ساختاری 5 عاملی را برای این مقیاس در جمعیت غیربالینی دانشجویان ایتالیایی، گزارش میکند.
این تفاوت را میتوان با عنایت به نقش عوامل اجتماعی، تاریخی و فرهنگی در فرآیند ذهنی‌سازی عاطفه توجیه کرد. لزوم توجه به مسائل میان‌فرهنگی در فرآیند ذهنی‌سازی بسیار اهمیت دارد. پژوهشگران در چارچوب رویکرد نسبی‌گرایی[30]، نقش بافت و فرهنگ را در مسائل روانشناختی به ویژه ذهنی‌سازی مهم میدانند و با اشاره به تفاوت‌های حاکم بر فرهنگ‌های فردگرا و جمع‌گرا، ظرفیت ذهنی‌سازی را در این دو نوع فرهنگ، متمایز میدانند. به علاوه Zapf و همکاران (29) نیز تفاوت‌های فرهنگی از جمله، هنجارها، ارزش‌ها و معیارهای مرتبط با هر کدام از گونه‌های فرهنگی را، در فرآیند تنظیم و ابراز هیجان مؤثر میدانند. باید گفت که در ایران، از سویی غنای ادبی-تاریخی و اهمیت روایت‌گری در ادبیات و زبان فارسی و از سویی دیگر، تأکید محیط بر استفاده از تجارب گذشته برای ابراز رفتار سازگار با چارچوب فرهنگی، افراد را به استفاده از حافظه سرگذشتی درباره‌ی تجارب هیجانی ترغیب میکند؛ بنابراین میتوان نتیجه گرفت که وجود این عامل در نمونه‌ی ایرانی توجیه نظری دارد.
عامل نهایی که گویههای 2، 9، 19، 20، 27، 30، 31، 36، 44، 45، 48، 56 را شامل میشود ابراز هیجان را می‌سنجد. همانطور که می‌دانیم نحوه‌ی ابراز هیجان، بخش مهمی از فرآیند تنظیم هیجان است که توسط آن، با توجه به تقاضاهای محیطی و بافت حاضر، هیجان ابراز شده، سازگارانه ارائه میشود. این مفهوم در چند دهه‌ی اخیر، به طور ویژه در فضای کار و اشتغال مورد توجه قرار گرفته است. نتایج به دست آمده از پژوهش‌های مرتبط با هیجان کار[31]، نشان‌دهنده‌ی این واقعیت است که مقتضیات حرفهای و قوانین حاکم بر چارچوب‌های سازمانی، نقش مهمی در نحوه‌ی ابراز هیجان کارکنان آن سازمان دارد (28). در سطحی وسیعتر نیز میتوان این امر را مشاهده کرد، زیرا "هیجان به نوعی در بافت‌های اجتماعی اتفاق میافتد و این بافت‌ها به صورت قدرتمند توسط نیروهای اجتماعی بزرگ شکل می‌گیرند (9)؛ بنابراین ابراز هیجان تحت تأثیر ملاحظات اجتماعی و فرهنگی قرار می‌گیرد و میتوان گفت نتایج پژوهش‌ها نیز از حضور این عامل حمایت میکنند.
به‌طور کلی مقایسه‌ی عامل‌های گزارش شده در پژوهش حاضر با عامل‌های مقیاس اصلی، نشان دهنده‌ی شباهت زیاد عوامل و گویههای مرتبط با آن‌هاست. Greenberg و همکاران (13) بر مبنای نظریه‌ی ذهنی‌سازی عاطفه (14)، مقیاس را با چهار عامل طراحی کرده‌اند که در طول تجزیه و تحلیل و باتوجه به نتایج، یکی از عوامل حذف شد و سه عامل شناسایی، پردازش و ابراز به لحاظ آماری در مدل باقی ماند. نتایج حاصل از بررسی نسخه‌ی ایتالیایی مقیاس نیز 5 عامل را گزارش کرده‌است. در پژوهش حاضر چهار عامل با ارزش آماری مناسب گزارش شد و علاوه بر این، گویههای 24، 32، 39، 40، 53 و 55 باتوجه به قرارگیری در بارهای عاملی نامناسب از روند تجزیه و تحلیل حذف شدند و در مجموع نسخه‌ی فارسی با 54 گویه مورد تحلیل قرار گرفت.
نتیجه‌گیری
نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی مدل به‌دست آمده و شاخص‌های نیکویی برازش، مطلوب بودن مدل چهار عاملی را در نمونه ایرانی گزارش کردند. البته باید گفت نمونه‌ی این پژوهش جمعیت دانشجویان غیربالینی بودند؛ لذا ممکن است مدل چهار عاملی در جمعیت بالینی مناسب نباشد و برای اطمینان از مطلوب بودن مدل برای سایر جمعیت‌ها بهتر است این مقیاس برای آنها نیز به کار برده شود.
در بررسی اعتبار مقیاس، ضریب آلفای کرونباخ در دامنه 83/0 تا 90/ و مقدار محاسبه‌شده اعتبار مرکب CR در دامنه‌ی 82/0 تا 89/0 قرار دارد.
همبستگی معنادار کل مقیاس و عوامل آن با مقیاسهای اضطراب بک، رضایت از زندگی و پرسشنامه ده سؤالی شخصیت نیز روایی ملاک-محور همگرا و واگرای این مقیاس را گزارش نمود. همچنین مقدار میانگین واریانس به دست آمده AVE نیز در دامنه‌ی 52/0 تا 54/0 میباشد که در بازه‌ی مطلوب قرار دارد.
در مجموع باتوجه به نتایج میتوان اظهار کرد نسخه‌ی فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه برای سنجش میزان ذهنی‌سازی عاطفه ایرانیان روایی و اعتبار مناسبی دارد.
لازم به ذکر است که در این پژوهش، محدودیت‌های روش‌شناختی خاصی مطرح است. در این بررسی، حجم نمونه استفاده شده در قیاس با نمونه پژوهش اصلی، کمتر بود و اطلاعات مرتبط با ارزیابی‌های آسیب‌شناختی افراد در دسترس نبود، از طرفی این پژوهش صرفاً بر جمعیت دانشجویان غیربالینی متمرکز بود. علاوه بر این، باتوجه به محدودیت‌های موجود و عدم دسترسی‌های آسان، نمونه‌ی مطالعه‌ی حاضر با روش دردسترس و از طریق فضای مجازی استخراج شد. به گونه‌ای که ایجاد تعادل میان نسبت زنان و مردان در حجم نمونه ممکن نبود؛ لذا رفع این محدودیت در بررسی‌های آتی، تعمیم‌پذیری را به هر دو جنس، فراهم می‌سازد.
در بررسی اعتبار مقیاس، ضریب آلفای کرونباخ در دامنه 83/0 تا 90/ و مقدار محاسبه‌شده اعتبار مرکب CR در دامنه‌ی 82/0 تا 89/0 قرار دارد.
همبستگی معنادار کل مقیاس و عوامل آن با مقیاسهای اضطراب بک، رضایت از زندگی و پرسشنامه ده سؤالی شخصیت نیز روایی ملاک-محور همگرا و واگرای این مقیاس را گزارش نمود. همچنین مقدار میانگین واریانس به دست آمده AVE نیز در دامنه‌ی 52/0 تا 54/0 میباشد که در بازه‌ی مطلوب قرار دارد.
در مجموع باتوجه به نتایج میتوان اظهار کرد نسخه‌ی فارسی مقیاس ذهنی‌سازی عاطفه برای سنجش میزان ذهنی‌سازی عاطفه ایرانیان روایی و اعتبار مناسبی دارد.
لازم به ذکر است که در این پژوهش، محدودیت‌های روش‌شناختی خاصی مطرح است. در این بررسی، حجم نمونه استفاده شده در قیاس با نمونه پژوهش اصلی، کمتر بود و اطلاعات مرتبط با ارزیابی‌های آسیب‌شناختی افراد در دسترس نبود، از طرفی این پژوهش صرفاً بر جمعیت دانشجویان غیربالینی متمرکز بود. علاوه بر این، باتوجه به محدودیت‌های موجود و عدم دسترسی‌های آسان، نمونه‌ی مطالعه‌ی حاضر با روش دردسترس و از طریق فضای مجازی استخراج شد. به گونه‌ای که ایجاد تعادل میان نسبت زنان و مردان در حجم نمونه ممکن نبود؛ لذا رفع این محدودیت در بررسی‌های آتی، تعمیم‌پذیری را به هر دو جنس، فراهم می‌سازد.
تقدیر و تشکّر
این مقاله حاصل پایان نامه تحت عنوان "بررسی رابطه عاطفه‌پذیری ذهنی با روابط موضوعی" در مقطع کارشناسی‌ارشد میباشد که با حمایت دانشگاه تربیت مدرس اجرا شده است.
تضاد منافع
نویسندگان مقاله اعلام می‌دارند که هیچ گونه تضاد منافعی در پژوهش حاضر وجود ندارد.
این مقاله حاصل پایان نامه تحت عنوان "بررسی رابطه عاطفه‌پذیری ذهنی با روابط موضوعی" در مقطع کارشناسی‌ارشد میباشد که با حمایت دانشگاه تربیت مدرس اجرا شده است.
تضاد منافع
نویسندگان مقاله اعلام می‌دارند که هیچ گونه تضاد منافعی در پژوهش حاضر وجود ندارد.
منابع:
1- Preckel K, Kanske P, Singer T. On the interaction of social affect and cognition: empathy, compassion and theory of mind. Curr Opin Behav Sci. 2018; 19: 1-6. DOI: 10.1016/j.cobeha.2017.07.010
2- Campos JJ, Mumme D, Kermoian R, Campos RG. A functionalist perspective on the nature of emotion. Japanese Journal of Research on Emotions. 1994 ; 2(1): 1-20. Link
3- Weilenmann S, Schnyder U, Parkinson B, Corda C, Von Kaenel R, Pfaltz MC. Emotion transfer, emotion regulation, and empathy-related processes in physician-patient interactions and their association with physician well-being: a theoretical model. Frontiers in psychiatry. 2018; 9: 389. DOI: 10.3389/fpsyt.2018.00389
4- Van Kleef GA, Cheshin A, Fischer AH, Schneider IK. The social nature of emotions. Front Psychol. 2016; 7: 896. DOI: 10.3389/fpsyg.2016.00896
5- Van Kleef GA. How emotions regulate social life: The emotions as social information (EASI) model. Curr Dir Psychol Sci. 2009; 18(3): 184-8. DOI: 10.1111%2Fj.1467-8721.2009.01633.x
6- Hareli S, Rafaeli A. Emotion cycles: On the social influence of emotion in organizations. Res Organ Behav. 2008; 28: 35-59. DOI: 10.1016/j.riob.2008.04.007
7- Cote S, Van Kleef GA, Sy T. The social effects of emotion regulation in organizations. Routledge; 2013 May 7. Link
8- Peña-Sarrionandia A, Mikolajczak M, Gross JJ. Integrating emotion regulation and emotional intelligence traditions: a meta-analysis. Front Psychol. 2015; 6: 160. DOI: 10.3389/fpsyg.2015.00160
9- Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. Psychol Inq. 2015; 26(1): 1-26. DOI: 10.1080/1047840X.2014.940781
10- Aldao A, Gee DG, De Los Reyes A, Seager I. Emotion regulation as a transdiagnostic factor in the development of internalizing and externalizing psychopathology: Current and future directions. Dev Psychopathol. 2016; 28(4pt1): 927-46. DOI: 10.1017/S0954579416000638
11- Pascuzzi D, Smorti A. Emotion regulation, autobiographical memories and life narratives. New Ideas in Psychology. 2017; 45: 28-37. DOI: 10.1016/j.newideapsych.2016.12.001
12- Dolcos F, Katsumi Y, Weymar M, Moore M, Tsukiura T, Dolcos S. Emerging directions in emotional episodic memory. Front Psychol. 2017; 8: 1867. DOI: 10.3389/fpsyg.2017.01867
13- Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PloS one. 2017; 12(10): e0185264. DOI: 10.1371/journal.pone.0185264
14- Jurist EL. Mentalized affectivity. Psychoanal Psychol. 2005; 22(3): 426-44. DOI: 10.1037/0736-9735.22.3.426
15- Greenberg DM, Rudenstine S, Alaluf R, Jurist EL. Development and validation of the Brief‐Mentalized Affectivity Scale: Evidence from cross‐sectional online data and an urban community‐based mental health clinic. J Clin Psychol. 2021. 77(11): 2638-2652. DOI: 10.1002/jclp.23203
16- Farahani H, Roshanchesli R. Necessities of designing and validating psychological scales: A guide for researchers. Clinical Psychology and Personality (Behavior Scholar). 2o20; 17(2): 197-212. [Persian] Link
17- Kyriazos TA. Applied psychometrics: sample size and sample power considerations in factor analysis (EFA, CFA) and SEM in general. Psychology. 2018; 9(08): 2207- 30. DOI: 10.4236/psych.2018.98126
18- Beck AT, Steer RA. Manual for the Beck anxiety inventory. San Antonio, TX: Psychological Corporation. 1990.
19- Rafiee M, Seifi A. An Investigation into the Reliability and Validity of Beck Anxiety Inventory among the University Students. . journal of Thought and Behavior. 2013; 8(27): 37-46. Link [Persian]
20- Diener ED, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. J Pers Assess. 1985; 49(1): 71-5. DOI: 10.1207/s15327752jpa4901_13
21- Sheikhi M, Hooman H, Ahadi H, Sepahmansur M. Psychometric Characteristics of Life Satisfaction Scale. Journal of Organizational Industrial Psychology.. 2010; 5(19): 15-26. [Persian] Link
22- Gosling SD, Rentfrow PJ, Swann Jr WB. A very brief measure of the Big-Five personality domains. J Res Pers. 2003; 37(6): 504-28. DOI: 10.1016/S0092-6566(03)00046-1
23- Khodaparast A. Examining the ability of TIPI in determining and distinguishing characteristics and factors of personality in non-clinical samples [M.A dissertation], Tehran, Human Faculity. Shahed Univ; 2014, 119-160. [Persian]
24- Nixon AE, Ceylan S, Nelson CE, Alabak M. Emotional labour, collectivism and strain: a comparison of Turkish and US service employees. Work & Stress. 2020; 34(2): 168-88. DOI: 10.1080/02678373.2019.1598515
25- Thorndike R. Applid psychometrics. Hooman H, translator. Tehran: University of Tehran Press; 1990. Link
26- Tabachnick BG, Fidell LS, Ullman JB. 4th ed. Using multivariate statistics. Boston, MA: Pearson; 2007 Mar 3. Link
27- Steiger JH. Point estimation, hypothesis testing, and interval estimation using the RMSEA: Some comments and a reply to Hayduk and Glaser. Structural Equation Modeling. 2000 Jun 1;7(2):149-62. Link
28- Yih J, Uusberg A, Taxer JL, Gross JJ. Better together: a unified perspective on appraisal and emotion regulation. Cogn Emot. 2019; 33(1): 41-7. DOI: 10.1080/02699931.2018.1504749
29- Rinaldi T, Castelli I, Greco A, Greenberg D M, Jurist E, Valle A, Marchetti A. The Mentalized Affectivity Scale (MAS): Development and validation of the Italian version. Plos one. 2021; 16(4), e0249272. DOI: 10.1371/journal.pone.0249272
30- Zapf D, Kern M, Tschan F, Holman D, Semmer NK. Emotion work: A work psychology perspective. Annu Rev Organ Psychol Organ Behav. 2021; 8: 139-72. DOI: 10.1146/annurev-orgpsych-012420-062451
2- Campos JJ, Mumme D, Kermoian R, Campos RG. A functionalist perspective on the nature of emotion. Japanese Journal of Research on Emotions. 1994 ; 2(1): 1-20. Link
3- Weilenmann S, Schnyder U, Parkinson B, Corda C, Von Kaenel R, Pfaltz MC. Emotion transfer, emotion regulation, and empathy-related processes in physician-patient interactions and their association with physician well-being: a theoretical model. Frontiers in psychiatry. 2018; 9: 389. DOI: 10.3389/fpsyt.2018.00389
4- Van Kleef GA, Cheshin A, Fischer AH, Schneider IK. The social nature of emotions. Front Psychol. 2016; 7: 896. DOI: 10.3389/fpsyg.2016.00896
5- Van Kleef GA. How emotions regulate social life: The emotions as social information (EASI) model. Curr Dir Psychol Sci. 2009; 18(3): 184-8. DOI: 10.1111%2Fj.1467-8721.2009.01633.x
6- Hareli S, Rafaeli A. Emotion cycles: On the social influence of emotion in organizations. Res Organ Behav. 2008; 28: 35-59. DOI: 10.1016/j.riob.2008.04.007
7- Cote S, Van Kleef GA, Sy T. The social effects of emotion regulation in organizations. Routledge; 2013 May 7. Link
8- Peña-Sarrionandia A, Mikolajczak M, Gross JJ. Integrating emotion regulation and emotional intelligence traditions: a meta-analysis. Front Psychol. 2015; 6: 160. DOI: 10.3389/fpsyg.2015.00160
9- Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. Psychol Inq. 2015; 26(1): 1-26. DOI: 10.1080/1047840X.2014.940781
10- Aldao A, Gee DG, De Los Reyes A, Seager I. Emotion regulation as a transdiagnostic factor in the development of internalizing and externalizing psychopathology: Current and future directions. Dev Psychopathol. 2016; 28(4pt1): 927-46. DOI: 10.1017/S0954579416000638
11- Pascuzzi D, Smorti A. Emotion regulation, autobiographical memories and life narratives. New Ideas in Psychology. 2017; 45: 28-37. DOI: 10.1016/j.newideapsych.2016.12.001
12- Dolcos F, Katsumi Y, Weymar M, Moore M, Tsukiura T, Dolcos S. Emerging directions in emotional episodic memory. Front Psychol. 2017; 8: 1867. DOI: 10.3389/fpsyg.2017.01867
13- Greenberg DM, Kolasi J, Hegsted CP, Berkowitz Y, Jurist EL. Mentalized affectivity: A new model and assessment of emotion regulation. PloS one. 2017; 12(10): e0185264. DOI: 10.1371/journal.pone.0185264
14- Jurist EL. Mentalized affectivity. Psychoanal Psychol. 2005; 22(3): 426-44. DOI: 10.1037/0736-9735.22.3.426
15- Greenberg DM, Rudenstine S, Alaluf R, Jurist EL. Development and validation of the Brief‐Mentalized Affectivity Scale: Evidence from cross‐sectional online data and an urban community‐based mental health clinic. J Clin Psychol. 2021. 77(11): 2638-2652. DOI: 10.1002/jclp.23203
16- Farahani H, Roshanchesli R. Necessities of designing and validating psychological scales: A guide for researchers. Clinical Psychology and Personality (Behavior Scholar). 2o20; 17(2): 197-212. [Persian] Link
17- Kyriazos TA. Applied psychometrics: sample size and sample power considerations in factor analysis (EFA, CFA) and SEM in general. Psychology. 2018; 9(08): 2207- 30. DOI: 10.4236/psych.2018.98126
18- Beck AT, Steer RA. Manual for the Beck anxiety inventory. San Antonio, TX: Psychological Corporation. 1990.
19- Rafiee M, Seifi A. An Investigation into the Reliability and Validity of Beck Anxiety Inventory among the University Students. . journal of Thought and Behavior. 2013; 8(27): 37-46. Link [Persian]
20- Diener ED, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. J Pers Assess. 1985; 49(1): 71-5. DOI: 10.1207/s15327752jpa4901_13
21- Sheikhi M, Hooman H, Ahadi H, Sepahmansur M. Psychometric Characteristics of Life Satisfaction Scale. Journal of Organizational Industrial Psychology.. 2010; 5(19): 15-26. [Persian] Link
22- Gosling SD, Rentfrow PJ, Swann Jr WB. A very brief measure of the Big-Five personality domains. J Res Pers. 2003; 37(6): 504-28. DOI: 10.1016/S0092-6566(03)00046-1
23- Khodaparast A. Examining the ability of TIPI in determining and distinguishing characteristics and factors of personality in non-clinical samples [M.A dissertation], Tehran, Human Faculity. Shahed Univ; 2014, 119-160. [Persian]
24- Nixon AE, Ceylan S, Nelson CE, Alabak M. Emotional labour, collectivism and strain: a comparison of Turkish and US service employees. Work & Stress. 2020; 34(2): 168-88. DOI: 10.1080/02678373.2019.1598515
25- Thorndike R. Applid psychometrics. Hooman H, translator. Tehran: University of Tehran Press; 1990. Link
26- Tabachnick BG, Fidell LS, Ullman JB. 4th ed. Using multivariate statistics. Boston, MA: Pearson; 2007 Mar 3. Link
27- Steiger JH. Point estimation, hypothesis testing, and interval estimation using the RMSEA: Some comments and a reply to Hayduk and Glaser. Structural Equation Modeling. 2000 Jun 1;7(2):149-62. Link
28- Yih J, Uusberg A, Taxer JL, Gross JJ. Better together: a unified perspective on appraisal and emotion regulation. Cogn Emot. 2019; 33(1): 41-7. DOI: 10.1080/02699931.2018.1504749
29- Rinaldi T, Castelli I, Greco A, Greenberg D M, Jurist E, Valle A, Marchetti A. The Mentalized Affectivity Scale (MAS): Development and validation of the Italian version. Plos one. 2021; 16(4), e0249272. DOI: 10.1371/journal.pone.0249272
30- Zapf D, Kern M, Tschan F, Holman D, Semmer NK. Emotion work: A work psychology perspective. Annu Rev Organ Psychol Organ Behav. 2021; 8: 139-72. DOI: 10.1146/annurev-orgpsych-012420-062451
[1] Emotions
[2] Emotional expressions
[3] Cognition
[4] Affect
[5] Emotion regulation strategies
[11] Mentalized Affectivity Scale
[12] Ten Item Personality Inventory
[13] Satisfaction with Life Scale (SWLS)
[14] Traumatic Event Scale
[15] Beck Anxiety Inventory
[17] Maximum likelihood estimation
[20] Cronbach's alpha
[21] Coefficient theta
[22] Composite reliability
[23] Lavaan
[24] Corrected item total correlation
[25] Barttlet’s test
[26] Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)
[27] Varimax rotation method
[28] Eigenvalue
نوع مطالعه: مقاله اصیل پژوهشی |
موضوع مقاله:
روانشناسی عمومی
دریافت: 1400/8/14 | پذیرش: 1400/9/28 | انتشار الکترونیک پیش از انتشار نهایی: 1400/9/30 | انتشار الکترونیک: 1400/10/1
دریافت: 1400/8/14 | پذیرش: 1400/9/28 | انتشار الکترونیک پیش از انتشار نهایی: 1400/9/30 | انتشار الکترونیک: 1400/10/1
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
Attribution-NoneCommercial CC BY-NC