پیوندهای مفید
اخبار و اعلانات
آمار
| تعداد نشریات | 42 |
| تعداد شماره‌ها | 1,537 |
| تعداد مقالات | 12,642 |
| تعداد مشاهده مقاله | 26,051,281 |
| تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 10,700,672 |
پایایی، روایی و هنجاریابی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی (IHS) در دانش‌آموزان دورۀ متوسطۀ دوم | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| پژوهش های علوم شناختی و رفتاری | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| دوره 11، شماره 2 - شماره پیاپی 21، مهر 1400، صفحه 163-174 اصل مقاله (886.93 K) | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نوع مقاله: مقاله پژوهشی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| شناسه دیجیتال (DOI): 10.22108/cbs.2022.129673.1556 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نویسندگان | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مهدی مولایی یساولی1؛ پرویز فداکار گبلو2؛ سحر خانجانی وشکی* 3؛ سلیمان احمد بوکانی4 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 1دانشجوی دکترای سنجش و اندازه‌گیری (روانسنجی)، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 2دانشجوی دکترای سنجش و اندازه گیری (روانسنجی)، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 3استادیار، گروه مشاوره، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه اراک، اراک، ایران | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 4دانشجوی دکترای مشاوره، گروه مشاوره، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| چکیده | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| هدف این پژوهش هنجاریابی و اعتبارسنجی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی بود که میزان نااُمیدی بین‌فردی را در زندگی نوجوانان بررسی می‌کند. این پژوهش، توصیفی از نوع همبستگی بود. جامعۀ این پژوهش کلیۀ دانش‌آموزان دورۀ متوسطۀ دورۀ دوم شهر کرج در سال تحصیلی 99-1398 بودند که از بین آنها 504 دانش‌آموز به‌عنوان گروه نمونۀ موردمطالعه به‌شیوۀ نمونه‌گیری خوشه‌ای انتخاب شدند. به‌منظور گردآوری دادهها پس از ترجمه و آماده‌سازی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی، این ابزار به‌همراه پرسشنامه‌های رفتار خودکشی (SBQ) و نااُمیدی بک (HBQ) برای روایی همگرا و سرسختی روان‌شناختی (AHI) و پرسشنامۀ نیازهای بین‌فردی (INQ) برای روایی واگرا در اختیار نمونۀ پژوهشی قرار گرفت. برای تجزیهوتحلیل دادهها از دو رویکرد کلاسیک و نظریۀ پرسش‌ــ‌پاسخ و از نرم‌افزارهای آماری Spss نسخۀ 26 و نرم‌افزار R نسخۀ 4.0.2 استفاده شد. نتایج بررسی روایی سازۀ ابزار با روش تحلیل عاملی تأییدی )نظریۀ کلاسیک( و مدل‌های تک‌بعدی )نظریۀ پرسش‌ـ‌پاسخ(، مدل تک‌عاملی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی را تأیید کرد. همچنین، روایی همگرا و واگرای ابزار نیز تأیید شد. اعتبار مقیاس نیز با روش آلفای کرونباخ (مقادیر آلفای بالای70/0 برای هر سه عامل و نمرۀ کل) و روش بازآزمایی (همبستگی درون طبقه‌ای بالا بین دو مرحلۀ اندازه‌گیری) در رویکرد کلاسیک آزمون تأیید شد. براساس نظریۀ پرسش‌ـ‌پاسخ نیز اعتبار دادهها با استفاده از تابع آگاهی و خطای اندازه‌گیری بررسی شد و تابع آگاهی مقیاس نشان داد هر سه عامل در محدودۀ سطح صفت بین 2- تا 3، بیشترین آگاهی‌دهندگی و کمترین خطای اندازه‌گیری را داشتند. مقیاس نااُمیدی بین‌فردی از پایایی و روایی مطلوبی در جامعۀ ایرانی برخوردار است و می‌توان از آن به‌عنوان یک ابزار علمی معتبر برای ارزیابی نااُمیدی بین‌فردی نوجوانان استفاده کرد. همچنین، این ابزار می‌تواند در جامعۀ نوجوانان ایرانی به‌عنوان ابزاری مفید و معتبر در حوزۀ خدمات مشاوره‌ای و روان‌شناختی استفاده شود. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| کلیدواژه‌ها | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مقیاس نااُمیدی بین‌فردی؛ پایایی؛ روایی؛ هنجاریابی؛ دانش‌آموزان دورۀ متوسطۀ دوم | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اصل مقاله | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
عصر ارتباطات و ورود فناوری جدید به زندگی بشر، با آنکه فواید و ثمراتی به همراه داشته، جوانان و نوجوانان را به‌دلیل حساسیت خاص، به‌شدت دستخوش ضربات و لطمات روحی کرده است. از مهم‌ترین این عامل‌ها که گریبان‌گیر بیشتر نوجوانان و جوانان شده است، نااُمیدی[1] است که در بین جامعۀ مذکور شیوع بیشتری دارد (سوری، 1396). نااُمیدی یا انتظارات منفی دربارۀ آینده، به یک حالت هیجانی اطلاق می‌شود که زیرمجموعۀ هیجان اصلی غم است. نااُمیدی نه‌تنها باعث افسردگی و درماندگی می‌شود، بلکه انگیزۀ فرد را نیز از بین می‌برد و او را از تلاش‌کردن بازمی‌دارد (نولن هوکسما و هیلت[2]، 2009). می‌توان گفت نااُمیدی، نظامی از طرحواره‌های منفی است که فرد هم نسبت به خود و هم نسبت به آینده‌اش دارد و دل‌مردگی ناشی از افسردگی می‌تواند خود را درقالب ازدست‌دادن امید به آینده نشان دهد. در این شرایط، فرد احساس می‌کند مأیوس است و در مواردی شدید احساس خواهد کرد که آینده‌ای برای او وجود ندارد (نیگار، درمن و سادگلو[3]، 2010). نااُمیدی و نداشتنِ نگرش مثبت و امیدوارانه، ضمن ازبین‌بردن تلاش‌های هدفمند آدمی، یکی از موضوعاتی است که موجب تضعیف سلامت روان انسان می‌شود. در روانشناسی مثبت‌نگر، اعتقاد بر آن است که سازه‌هایی همچون نااُمیدی، می‌تواند انواع بیماری‌ها را به دنبال داشته باشد (پرچم، فاتحی‌زاده و محققیان، 1390). پژوهش‌های انجام‌گرفته نشان داده است که سطوح بالای امید به زندگی با سلامت جسمی و روان‌شناختی، خودارزشی بالا، تفکر مثبت و روابط اجتماعی خوبْ رابطۀ مستقیمی دارد (پورعبدل و همکاران، 1394). همچنین، اشنایدر[4] (2002) نشان داد میان بالابودن میزان امیدواری و موفقیت تحصیلی و سلامت روانی و جسمی رابطه وجود دارد. با اینکه پژوهش دربارۀ نااُمیدی در بزرگسالان مورد توجه پژوهشگران زیادی قرار گرفته است، مطالعۀ این سازه در بین نوجوانان زیاد صورت نگرفته است؛ این در حالی است که نوجوانان و دانش‌آموزان یکی از بزرگ‌ترین گروه‌هایی هستند که در آینده نقش‌های گوناگون فردی و اجتماعی را به عهده خواهند داشت؛ بنابراین، ارتقای سلامت روان و هدفمندی و پویایی آنها از اهمیتی بالا برخوردار است. اهمیت موضوع در این است که بررسی نااُمیدی در کودکی و نوجوانی ممکن است به پیش‌بینی مشکلات رفتاری در آینده کمک کند (کلونسکی و همکاران[5]، 2013). نااُمیدی موجب افزایش رفتارهای پرخطر و گریز از مدرسه، افسردگی، کم‌رویی و کاهش اعتمادبه‌نفس می‌شود و خطر خودکشی در نوجوانی را افزایش می‌دهد (لی و شون[6]، 2010). پژوهش‌ها نشان داده است نااُمیدی با ایدۀ خودکشی (برزو و همکاران[7]، 2006)، نگرش‌های خودکشی (والتونن و همکاران[8]، 2000) و مرگ به‌وسیلۀ خودکشی (براون و همکاران[9]، 2000) در ارتباط است. براساس نتایج حاصل از مطالعات، نااُمیدی یک مؤلفۀ کلیدی در نظریات مربوط به خودکشی است. نظریۀ بین‌فردی خودکشی[10] (ITS) اظهار می‌کند که مرگ با خودکشی از دو عامل مهم، گرایش به خودکشی و توانایی انجام یک اقدام به خودکشی‌کشنده تشکیل شده است. گرایش به خودکشی با تعامل سه عنصر ایجاد می‌شود: 1- تجربۀ تنهایی و انزوای فرد (تعلق‌پذیری خنثی)؛ 2- ادراک فرد از اینکه باری بر دوش دیگران است (ادراک سرباربودن)؛ 3- نااُمیدی و احساس درماندگی (ون‌اوردن[11] و همکاران، 2010). دو سازۀ تعلق‌پذیری خنثی و ادراک سرباربودن تنها در حضور نااُمیدی، از حالت افکار منفعل خودکشی[12] به حالت تمایل فعال برای خودکشی[13] تبدیل می‌شود (ما، باترهام، کایر و هان[14]، 2016). به‌این‌ترتیب، نااُمیدی نقش مهمی در افکار ناسالم روانی همچون خودکشی در نوجوانان و جوانان دارد؛ بنابراین، سنجش آن نیز مهم است. پژوهش حاضر بر آن است تا به هنجاریابی و اعتبارسنجی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی بپردازد. این ابزار می‌تواند به تشخیص نااُمیدی در روابط بین‌فردی نوجوانان و جوانان کمک کند و موجب ارتقای سلامت روان ایشان شود. سال‌ها پیش، بک، ویسمن، لستر و ترکسلر[15] (1974) مقیاس نااُمیدی را برای اندازه‌گیری تظاهرات شناختی، عاطفی و انگیزشی انتظارات منفی بزرگسالان دربارۀ آینده طراحی کردند. آنها گفتند نااُمیدی با توانایی شناختی افراد، که برای مفهوم‌پردازی ادراک فرد دربارۀ آینده ضرورت دارد، ارتباط زیادی دارد؛ بنابراین، افراد باید ازنظر رشدی توانایی تجربۀ مؤلفه‌های ضروری هیجان و شناخت، برای مثال توجه به زمان و ارزیابی احتمالات را داشته باشند تا بتوانند حس نااُمیدی را درک کنند (بک، ویسمن، لستر و ترکسلر، 1974). پس از آن، کازدین، رودگاس و کولباس[16] (1986) باتوجه‌به اینکه معتقد بودند بررسی نااُمیدی در کودکان و نوجوانان حائزاهمیت است، بمبنای مقیاس نااُمیدی بک در بزرگسالان، برای اندازه‌گیری نااُمیدی کودکان و نوجوانان، مقیاسی را طراحی و اعتباریابی کردند. باتوجه‌به اینکه رشد نوجوانان و جوانان در اجتماع صورت می‌گیرد و بسیاری از متغیرهای اجتماعی بر این رشد تأثیرگذار است، بررسی نااُمیدی باتوجه‌به بافت بین‌فردی ضرورت می‌یابد. ریموند[17] و همکاران (2017) برای اندازه‌گیری نااُمیدی و برای اینکه ادراک بیشتری از نااُمیدی در سازه‌های بین‌فردی داشته باشند، مقیاس نااُمیدی بین‌فردی را طراحی و هنجاریابی کرده‌اند؛ ولی تاکنون پژوهشی یافت نشد که به هنجاریابی این مقیاس در جامعه و فرهنگ ایرانی پرداخته باشد؛ بنابراین، سؤال‌های پژوهش عبارت است از: 1. آیا مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی از روایی سازۀ مطلوبی برخوردار است یا خیر؟؛ 2. آیا مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی از روایی همگرا و واگرای مطلوبی برخوردار است یا خیر؟؛ 3. آیا مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی از پایایی مطلوبی برخوردار است یا خیر؟. 4. آیا مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی از هنجار مطلوبی برخوردار است یا خیر؟.
روش این پژوهش ازنظر هدف، کاربردی است و ازنظر روش‌شناسی در زمرۀ پژوهش‌های توصیفی از نوع همبستگی قرار دارد. جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ دانش‌آموزان دورۀ متوسطۀ دوم شهر کرج بودند که در سال تحصیلی 99-98 به تحصیل اشتغال داشتند و به‌صورت اینترنتی در پژوهش شرکت کردند. نمونه شامل تمام 504 دانش‌آموز بود که به‌شیوۀ نمونه‌گیری خوشه‌ای انتخاب شدند و پرسشنامه‌ها را به‌صورت آنلاین تکمیل کرده‌اند. برای انتخاب تصادفی شرکت‌کنندگان، ابتدا شهر کرج به چهار منطقه تقسیم شد و در مرحلۀ بعدی، از هر منطقه 2 منطقۀ آموزشی انتخاب شد. در مرحلۀ بعد، از هر منطقه به‌صورت تصادفی دو دبیرستان دورۀ دوم دخترانه و دو دبیرستان دورۀ دوم پسرانه انتخاب شد و از هر مدرسه دو کلاس از پایه‌های متوسطه انتخاب شد و به ابزارها پاسخ دادند. ملاک انتخاب حجم نمونه براساس دو قاعدۀ مهم پژوهش و آماری بود. براساس قواعد پژوهشی با استناد به جدول مورگان برای نمونه‌های بالای صدهزار نفر حداقل حجم نمونه باید برابر با 384 نفر باشد. براساس قواعد آماری نیز به‌منظور تعیین تعداد نمونه طبق نظر جیانگ و همکاران (2016) و لی (2013) عمل شد که حجم نمونۀ مناسب برای مدل‌های مدرج را حداقل 400 نفر پیشنهاد کرده‌اند؛ بنابراین، حداقل حجم نمونه 1000 نفر در نظر گرفته شد که پس از جمع‌آوری پرسشنامه‌ها، 504 پاسخنامۀ کامل و بدون نقص برای اهداف اکتشافی و 450 پرسشنامه به‌منظور اهداف تأییدی به دست آمد که در تجزیهوتحلیل نهایی استفاده شد. اطلاعات جمعیت‌شناختی نمونۀ پژوهشی به‌قرار زیر است: جنسیت (76درصد دختر و 24درصد پسر) و پایۀ تحصیلی (45درصد دهم، 35درصد یازدهم و 30درصد دوازدهم).
ابزارهای پژوهش مقیاس نااُمیدی بین‌فردی: این مقیاس را ریموند[18] و همکاران (2017) ساختهاند که شامل 10 گویه است. پاسخ‌گویی به سؤالات این مقیاس براساس طیف پنج‌درجه‌ای لیکرت انجام شد که در دامنه‌ای بین 0= هرگز تا 4= کاملاً درست قرار دارد. نمرۀ کل در دامنۀ 0 تا 40 است و نمرات کل بالاتر (یعنی مجموع کل موارد) نشان‌دهندۀ ادراک بیشتری از نااُمیدی دربارۀ آینده در سازه‌های بین‌فردی است (ریموند و همکاران، 2017). پایایی این مقیاس در این مطالعه 95/0 به دست آمد. پرسشنامۀ رفتار خودکشی[19]: پرسشنامۀ رفتار خودکشی را عثمان[20] و همکاران (2001) ساختهاند و 4 گویه دارد و ایده‌پردازی و اقدام به خودکشی در سراسر زندگی، ایده‌پردازی برای خودکشی در سال گذشته، تهدید به خودکشی و احتمال ارتکاب خودکشی در آینده را بررسی می‌کند. نمرۀ کل بیشتر نشان‌دهندۀ سطح بیشتری از تمایل فرد به خودکشی است (عثمان و همکاران، 2001). کیانی و همکاران (1397) همسانی درونی این پرسشنامه به‌روش آلفای کرونباخ برابر 80/0 گزارش کرده‌اند. پرسشنامۀ نیازهای بین‌فردی[21]: این پرسشنامه را ون‌اوردن، کاکرویکز، ویت و جوینر[22] (2012) ساختهاند. این مقیاس در فرم‌های مختلف (10، 12، 15، 18 و 25 گویه) طراحی شده است که در این پژوهش از مقیاس 15 گویۀ نیازهای بین‌فردی استفاده شد. در یک مقیاس هفت‌درجه‌ای لیکرتی نمره‌گذاری می‌شود. در پژوهش‌های مختلف همسانی درونی به‌شیوۀ آلفای کرونباخ این مقیاس بالای 80/0 گزارش شده است (هاوکینز[23] و همکاران، 2014؛ ون‌اوردن و همکاران، 2012). پرسشنامۀ سرسختی روان‌شناختی اهواز[24]: این پرسشنامه را کیامرثی، نجاریان و مهرابی‌زاده هنرمند (1377) با هدف تهیۀ مقیاسی برای سنجش سرسختی روان‌شناختی در دانشگاه شهید چمران اهواز ساختهاند و اعتباریابی کرده‌اند. این مقیاس دارای 27 سؤال و دامنۀ نمرۀ بین 0 تا 81 است که کیامرثی (1377) آن را برای سنجش سرسختی روان‌شناختی ساخته است. کیامرثی و همکاران (1377) ضرایب پایایی پرسشنامه را به دو روش بازآزمایی و آلفای کرونباخ به‌ترتیب 84/0و 76/0 محاسبه کردند. کمالی و نوری (1387) روایی این آزمون را به‌روش روایی هم‌زمان با سه ملاک مقیاس اضطراب عمومی، پرسشنامۀ افسردگی و خودشکوفایی مزلو محاسبه کردند. ضرایب به‌دست‌آمده به‌ترتیب 65/0، 67/0 و 62/0 بود. نااُمیدی بک: این مقیاس فرم کوتاه‌شدۀ نااُمیدی بک است. مقیاس‌ها به‌صورت صحیح و غلط ارزیابی شده است و نمرات کل می‌تواند از صفر تا 4 متغیر باشد. در پژوهش کلنوسکی و می (2015) آلفای 86/0 گزارش شد. در این پژوهش، دو مقیاس مستقل برای ارزیابی نااُمیدی استفاده شد و هردوِ آنها از فراسر، برانل، سالتر، فورکالا، کالسی، رایان و منون[25] (2014) اقتباس شده است. دو مقیاس فقط در جملات مثبت و منفی با هم تفاوت داشتند. هر دو مقیاس مثبت نااُمیدی و مقیاس منفی نااُمیدی همبستگی بالایی با مقیاس نااُمیدی بک داشتند (93/0=r و 87/0=r) (کلونسکی و می، 2015؛ آیش و وسرمن[26]، 2001).
شیوۀ اجرا و روش تجزیهوتحلیل دادهها ابتدا مقیاس نااُمیدی بین‌فردی را دو متخصص مسلط به روانشناسی و زبان انگلیسی به‌فارسی ترجمه کردند. سپس با استفاده از فرایند ترجمۀ معکوس، نسخۀ فارسی آن در اختیار دو متخصص دیگر قرار گرفت تا مجدداً به‌انگلیسی ترجمه شود و درنهایت، دو نسخۀ انگلیسی ازنظر تفاوت‌ها با یکدیگر مقایسه و اصلاح شد. برای بررسی روایی صوری و محتوایی، ترجمۀ نهایی را 6 نفر از استادان روانشناسی بررسی کردند. این افراد درجۀ مفهوم‌بودن گویه‌ها و اینکه آیا مقیاس تمام جنبه‌های موضوع را در بر می‌گیرد یا خیر و نیز شکل ظاهری آن را بررسی کردند. سپس به‌صورت مقدماتی بر روی 50 نفر اجرا شد و هرگونه ابهام از گویه‌ها بررسی و سپس در فرم اصلی اصلاح شد. باتوجه‌به شیوع حاد ویروس کرونا و محدودیت‌های تردد اعمال‌شده از سوی ستاد مقابله با کرونا اجرای اصلی آن از طریق فراخوانی اینترنتی انجام شد. به‌منظور بررسی آماری دادهها هم از روش‌های نظریۀ کلاسیک تحلیل آزمون (روش‌های تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی، ضریب همبستگی پیرسون و آلفای کرانباخ) استفاده شد. از نرم‌افزارهای آماری Spss نسخۀ 26 برای تحلیل اطلاعات توصیفی و جمعیت‌شناختی و از نرم‌افزار R[27] نسخۀ 4.0.2 برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی (بسته[28] lavaan) و تأییدی (بسته‌های semPlot و lavaan) استفاده شده است. گفتنی است که نرم‌افزار R یک زبان برنامه‌نویسی و محیط نرم‌افزاری قدرتمند برای محاسبات آماری و علم داده[29] است که در تحلیل‌های خود از بسته‌های متنوعی بهره می‌گیرد.
یافته‌ها رویکرد کلاسیک آزمون در فرایند بررسی کیفیت روانسنجی مقیاس از رویکرد کلاسیک تحلیل آزمون (روایی[30] و پایایی[31]) استفاده شد. قبل از انجام تحلیل‌های آماری (تحلیل عاملی و ضرایب همبستگی) مفروضۀ نرمال‌بودن چندمتغیری بررسی شد. برای بررسی این مفروضه از روش آزمون انرژی چندمتغیری[32] (ژکلی و ریزو[33]، 2015) و آزمون چندمتغیری براساس کجی[34] و کشیدگی[35] (کانکاینن و همکاران[36]، 2015) استفاده شد که نتایج در جدول 1 مشاهده می‌شود.
جدول 1. بررسی مفروضۀ نرمال‌بودن چندمتغیری
همان‌گونه که در جدول 1 مشاهده می‌شود، سطح معنی‌داری به‌دست‌آمده در آزمون انرژی چندمتغیره، بزرگ‌تر از 0.05 است (0.71P= و 12.03E=). همچنین، شاخص‌های کشیدگی و چولگی چندمتغیره نیز نشان از عدم‌انحراف از توزیع طبیعی دادها دارند. به‌عبارت دیگر، شواهد نشان می‌دهد پیش‌فرض نرمال‌بودن توزیع دادهها به‌شکل مناسبی برای داده‌های پژوهش برقرار است. روایی: برای بررسی روایی ابزار از سه روش روایی سازه، همگرا و واگرا استفاده شد. ابتدا برای پاسخ به سؤال اول پژوهش با استفاده از روش تحلیل عاملی تأییدی به بررسی روایی سازۀ مقیاس نااُمیدی بین‌فردی پرداخته شد. شاخص‌های برازش مطلق (08/0>03/0SRMR=،90/0>90/0AGFI= و 90/0<92/0GFI=)، تطبیقی (90/0<93/0CFI=، 90/0< 92/0NFI= و 90/0< 92/0NNFI=) و برازش تعدیل‌شدۀ (3>11/2X2/df=،08/0> 06/0RMSEA=) به‌دست‌آمده درمجموع نشان از برازش مناسب مدل با دادهها دارد و ساختار عاملی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی تأیید می‌شود. در جدول 2، بارعاملی (استانداردشده)، آماره z و معنی‌داری هریک از گویه‌ها گزارش شده است.
جدول 2. بارعاملی، آمارۀ z و معنی‌داری گویه‌های مقیاس نااُمیدی بین‌فردی
باتوجه‌به جدول 2، آمارۀ z تمام گویه‌ها در سطح 05/0 معنی‌دار است. در شکل 2، مدل عاملی تأییدی
شکل2. مدل عاملی تأییدی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی
جدول4: نتایج روایی همگرا و واگرای مقیاس نااُمیدی بین‌فردی
جدول 6. نمرات معیار T برای هر نمرۀ خام مقیاس نااُمیدی بین‌فردی
در جدول 6، نمرۀ T به‌دست‌آمده نشان می‌دهد از میان کسانی که مورد آزمون قرار گرفته‌اند، افرادی که نمرات خام آنها 13 و بالاتر از آن است، امید کمتر و افرادی که نمرات خام آنها 12 و کمتر از آن است، امید بیشتری دارند. همچنین، نمرات برش مربوط به دهک‌ها در جدول 7 ارائه شده است.
جدول 7. نمرات برش مقیاس نااُمیدی بین‌فردی براساس دهک‌ها
خلاصه و نتیجه‌گیری هدف این پژوهش تهیۀ نسخۀ فارسی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی و بررسی خصوصیات روانسنجی آن در جامعۀ دانش‌آموزان شهر کرج بود. نتایج حاصل از تحلیل دو رویکرد کلاسیک آزمون و نظریۀ پرسش‌ـ‌پاسخ، مؤید روایی و اعتبار مناسب مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در جامعۀ ایرانی بود. در بخش رویکرد کلاسیک ابتدا روایی با استفاده از سه روش روایی سازه، روایی همگرا و روایی واگرا بررسی شد و تمام شواهد مؤید این بود که مقیاس نااُمیدی بین‌فردی در سنجش آنچه برای آن طراحی شده، موفق است. در این مطالعه، برای بررسی روایی نسخۀ فارسی مقیاس نااُمیدی، از روش تحلیل عاملی تأییدی و روایی ملاکی استفاده شد. نتایج نشان داد نسخۀ فارسی مقیاس نااُمیدی بین‌فردی از یک عامل تشکیل شده است و توزیع ماده‌های آن با مقیاس اصلی مطابقت دارد. همچنین، نتایج در بُعد روایی همگرا بیانگر وجود همبستگی مثبت مقیاس نااُمیدی با مقیاس رفتار خودکشی (72/0)، نااُمیدی بک (82/0)، تعلق‌پذیری (52/0) و سرباربودن(68/0) و در بُعد روایی واگرا همبستگی منفی با مقیاس سرسختی روان‌شناختی (41/0-) است که این نتایج با پژوهش‌های رایموند و همکاران (2017) هم‌سو است. همچنین، طبق رویکرد کلاسیک اعتبار داده‌های گردآوری‌شده با استفاده از دو روش بازآزمایی و روش همسانی درونی بررسی شد که نتایج بسیار رضایت‌بخشی حاصل شد و اعتبار نتایج تأیید شد. نتایج همسانی درونی با استفاده از روش آلفای کرونباخ نشان داد مجموعه سؤالات آزمون با یکدیگر در ارتباط هستند و برای اندازه‌گیری یک صفت ارتباط مناسبی با یکدیگر دارند؛ درنتیجه، می‌توان شواهد گردآوری‌شده با استفاده از مقیاس نااُمیدی بین‌فردی را معتبر دانست. همچنین، نتایج بررسی ارتباط بین داده‌های گردآوری‌شده از مقیاس نااُمیدی بین‌فردی بین یک گروه از افراد در دو مرحلۀ اندازه‌گیری نشان داد ارتباط بالایی بین دو مرحلۀ اندازه‌گیری وجود دارد و درنتیجه، اعتبار بازآزمایی داده‌های گردآوری‌شده هم نشان از اعتبار نتایج حاصل‌شده داشت. طبق نظریۀ پرسش‌ـ‌پاسخ آزمون نیز روایی و پایایی داده‌های گردآوری‌شده ارزیابی شد. در این بخش، روایی با استفاده از مدل‌های چندبندی پاسخ مندرج بررسی شد. بررسی‌های انجام‌شده مشخص کرد مدل تک‌عاملی نسبت به مدل‌های دیگر برازش بهتری دارد و ساختار عاملی حاصل‌شده دقیقاً با ساختار نسخۀ اصلی مقیاس هم‌خوانی داشت. مضاف‌براین، ضرایب تمییز به‌دست‌آمده برای هریک از سؤال‌ها نشان داد هرکدام در عامل مربوط به خود، تمییزدهندگی بسیار بالا و مطلوبی دارند. در این بخش، اعتبار دادهها نیز با استفاده از تابع آگاهی بررسی شد. نتایج بررسی آگاهی‌دهندگی تک‌تک سؤالات و نیز کل آزمون نشان داد این مقیاس در دامنۀ سطح صفت بین منفی 2 و مثبت 3 بیشترین آگاهی‌دهندگی و کمترین خطای اندازه‌گیری را دارد. درمجموع، بنابر شواهد به‌دست‌آمده براساس دو رویکرد مهم سنجشی یعنی نظریۀ کلاسیک آزمون و نظریۀ پرسش‌ـ‌پاسخ می‌توان مدل تک‌عاملی برای مقیاس نااُمیدی بین‌فردی را تأیید کرد. این نتایج بیانگر اعتبار و روایی مطلوب مقیاس نااُمیدی بین‌فردی بود. این یافته‌ها با نتایج پژوهش ریموند و همکاران (2017) در زمینۀ مقیاس اصلی در بُعد بررسی اعتبار مقیاس اصلی همسان است. درنتیجه، می‌توان گفت به‌دلیل اینکه نوجوانی مرحلۀ بسیار مهمی در زندگی همۀ افراد است و در این سن افراد باید صلاحیت‌ها و مهارت‌های لازم را برای رسیدن به جایگاه و منزلت اجتماعی مناسب کسب کنند، هویت خود را شکل دهند و می‌توانند چشم‌انداز روشن و قابل‌قبولی از برنامه‌های آینده خود داشته باشند، توجه به ویژگی‌های روان‌شناختی آنها اهمیت بسزایی دارد. در این زمینه، چراغ‌زاده و همکاران (1398) بیان می‌کنند یکی از مشکلاتی که جوانان و نوجوانان عصر حاضر با آن روبه‌رو هستند، یأس و نااُمیدی از زندگی و آیندۀ خود است. اشنایدر (2003) نیز بیان می‌کند امید شامل این باور است که فرد می‌داند چگونه به اهداف خود (مسیرها) برسد و این باور که فرد انگیزۀ استفاده از این مسیرها برای رسیدن به اهداف را دارد. از سوی دیگر، چراغ‌زاده و همکاران (1398) نیز اظهار می‌کنند که نااُمیدی نظامی از روان‌بنه‌های منفی را ایجاد می‌کند که فرد هم به خود و هم به آینده‌اش دارد و به خودپنداشت و کفایت اجتماعی آسیب می‌رساند. به‌این‌ترتیب، شناسایی و تشخیص نااُمیدی در نوجوانان و جوانان برای اقدامات مداخله‌ای بعدی ضروری است. باتوجه‌به اینکه نوجوانی دوره‌ای است که افراد کم‌کم وارد اجتماع می‌شوند و روابط گستردۀ بین‌فردی را تجربه می‌کنند، بهره‌گیری از مقیاس نااُمیدی بین‌فردی باتوجه‌به درنظرگرفتن نااُمیدی در بافت بین‌فردی و براساس سازه‌های بین‌فردی می‌تواند کمک بسیار زیادی به تشخیص این مؤلفه در نوجوانان و جوانان کند. ازآنجاکه این مقیاس نسبت به ابزارهای دیگر کوتاه و تفسیرپذیرتر است، اجرای آن می‌تواند به شناسایی و یاری‌رساندن به افراد مستعد نااُمیدی کمک شایانی کند. درپایان، باتوجه‌به اینکه اعتبار و روایی این ابزار در جامعۀ ایرانی تأیید شد و نتایج رضایت‌بخشی حاصل شد، می‌توان از این ابزار در مداخلات روان‌شناختی و مشاوره‌ای و نیز در پژوهش‌های مرتبط استفاده کرد. ازجمله عوامل محدودکنندۀ این پژوهش، میزان دقت کم و صراحت‌نداشتن آزمودنی‌ها در پاسخ‌گویی به پرسش‌های مقیاس است که ممکن است در روایی و اعتبار پرسشنامه‌ها تأثیر احتمالی بر جای بگذارد. همچنین، پژوهش حاضر دربارۀ دانش‌آموزان دورۀ متوسطۀ شهر کرج انجام گرفت و نتیجۀ آن ممکن است به سایر جوامع به‌معنای عام تعمیم‌پذیر نباشد. همچنین، چون این مقیاس اساساً برای نوجوانان هنجاریابی شده است، به پژوهشگران به‌ویژه مشاوران و درمانگران توصیه می‌شود که این مقیاس را در جوامع دیگر اجرا کنند و هنجارهای مناسب با جوامع موردمطالعۀ خود را برای این مقیاس تنظیم کنند.
سپاس‌گزاری درپایان، پژوهشگران بر خود لازم می‌دانند از تمام دانش‌آموزان شرکت‌کننده در این پژوهش که بدون همکاری آنها انجام این پژوهش مقدور نبود، سپاس‌گزاری کنند.
تضاد منافع در این مطالعه، تضاد منافع وجود ندارد.
[1] hopelessness [2] Nolen-Hoeksema & Hilt [3] Nigar, Derman & Sadoglu [4] Snyder [5] Klonsky & et al [6] Lee, Sohn [7] Brezo et al [8] Valtonen et al [9] Brown et al [10] Interpersonal Theory of Suicide [11] Van Orden [12] Passive suicidal ideation [13] Active suicidal desire [14] Ma, Batterham, Calear & Han [15] Beck, Weissman, Lester & Trexler [16] Kazdin, Rodgas & Colbus [17] Raymond [18]. Raymond [19] The Suicide Behaviors Questionnaire-Revised (SBQ-R) [20]. Osman [21] Interpersonal Needs Questionnaire [22]. Van Orden, CukrowiczWitte & Joiner [23]. Hawkins [24] Ahvaz hardiness inventory [25]. Fraser, Burnell, Salter, Fourkala, Kalsi, Ryan & Menon [26]. Aish & Wasserman [27]. R Software [28]. Package [29] .Data Science [30]. Validity [31]. Reliability [32]. Energy test of multivariate normality [33]. Székely,., & Rizzo [34]. Multivariate Normality Test Based on Skewness [35]. Multivariate Normality Test Based on Kurtosis [36]. Kankainen, Taskinen, & Oja [37]. Suicide Behavior Questionnaire [38]. Ahvaz Hardiness Inventory [39]. Beck Hopelessness Scale [40]. Interpersonal Needs Questionnaire | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مراجع | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
پرچم، اعظم؛ فاتحی‌زاده، مریم و محققیان، زهرا (1390). بررسی تطبیقی نااُمیدی در نظریۀ اسنایدر و قرآن کریم. دوفصلنامۀ علوم قرآن و حدیت، 2(1)، 1-13.
پورعبدل، سعید؛ عباسی، مسلم؛ پیرانی، ذبیح و عباسی، محمد (1394). رابطۀ امید به زندگی و بهزیستی روان‌شناختی با کیفیت زندگی سالمندان. مجلۀ روانشناسی پیری، 1(1)، 65-75.
چراغ‌زاده، مینا؛ کردنوقابی، رسول و سهرابی، زهرا (1398). اثربخشی آموزش فلسفه به کودکان بر احساس تنهایی و نااُمیدی دانش‌آموزان. تفکر و کودک، 10(1)، 37-50.
سوری، حسین (1396). تأثیر آموزش معنادرمانی گروهی بر نااُمیدی و پرخاشگری دانش‌آموزان پسر دبیرستان. دانش و پژوهش در روانشناسی کاربردی، 16(1)، 118-125.
کیانی، احمدرضا؛ رشید، سجاد؛ هنرمند، پژمان و تموک، فاطمه (1397). بررسی ساختاری مدل نظریۀ بین‌فردی خودکشی در دانشجویان. دوفصلنامۀ روانشناسی معاصر، 12(1)، 50-60.
نجاریان، بهمن؛ مهرابی‌زاده هنرمند، مهناز و کیامرثی، آذر (1377). ساخت و اعتباریابی مقیاسی برای سنجش سرسختی روانشناسی. مجلۀ علوم تربیتی و روانشناسی، 5(3و4)، 271-285.
Aish, A. M. & Wasserman, D. (2001). Does Beck's Hopelessness Scale really measure several components?. Journal of Psychological Medicine, 31(2), 367-372.
Beck, A. T., Weissman, A., Lester, D. & Trexler, L. (1974). The measurement of pessimism: The Hopelessness Scale. Journal of Consultingand Clinical Psychology, 42, 861-865.
Brezo, J., Paris, J. & Turecki, G. 2006. Personality traits as correlates of suicidal ideation, suicide attempts, and suicide completions: a systematic review. Journal of Acta. Psych. Scand. 113, 180-206.
Brown, G. K., Beck, A. T., Steer, R. A. & Grisham, J. R. 2000. Risk factors for suicide in psychiatric outpatients: a 20-year prospective study. J. Consult. Clin Psych, 68(3), 371.
Hawkins, K. A., Hames, J. L., Ribeiro, J. D., Silva, C., Joiner, T. E. & Cougle, J. R. (2014). An examination of the relationship between anger and suicide risk through the lens of the interpersonal theory of suicide. Journal of Psychiatric Research, 50, 59-65.
Jiang, S., Wang, C., Weiss, D. J. (2016). Sample size requirements for estimation of item parameters in the multidimensional graded response model. Journal of Front psychol, 7(109), 1-10.
Kiraa, I., Hanaa, A. M., Shuwiekh, K., Rice Jeffrey, S., Ashby, S. A .E., Mariam Sous Fahmy Sous., Amthal Alhuwailah, Shadia Bint Ali Baalif, Chafika Azdaoug, Enas. M. Oliemath, and Hikmet J. Jamil. (2020). Measuring COVID-19 as Traumatic Stress: Initial Psychometrics and Validation. JOURNAL OF LOSS AND TRAUMA.;publishedonline:July
Kazdin A. E., Rodgers A. & Colbus, D. (1986). The hopelessness scale for children: Psychometric characteristics and concurrent validity. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 54, 241-245.
Klonsky, E. D. & May, A. M. (2015). The three-step theory (3ST): A new theory of suicide rooted in the “ideation-to-action” framework. International Journal of Cognitive Therapy, 8(2), 114-129.
Klonsky, E. D., May, A. M. & Glenn, C. R. (2013). The relationship between no suicidal self-injury and attempted suicide: Converging evidence from four samples. Journal of Abnormal Psychology, 122(1), 231-7.
Le, D. T. (2013). Applying item response theory modeling in educational research, Iowa State University Digital Repository (2010).
Kankainen, A., Taskinen, S. & Oja, H. (2007). Tests of multinormality based on location vectors and scatter matrices. Statistical Methods and Applications, 16(3), 357-379.
The effects of laughter therapy on anger, anger expressions and mental status after oil spill in victimized community residence. J Korean Acad Psychiatr Ment Health Nurs, 19(2), 186-195.
Ma, J., Batterham, P. J., Calear, A. L. & Han, J. (2016). A systematic review of the predictions of the Interpersonal–Psychological Theory of Suicidal Behavior. Clinical Psychology Review, 46, 34-45.
Nigar, P., Derman, M. T. & Sadoglu, O. (2010). The levels of anxiety and hopelessness of primary education children with speech disorders and of their parents. Journal of Elementary Education Online, 9(1), 23-30.
Nolen-Hoeksema, S. & Hilt, L. M. (Eds.). (2009). Gender differences in depression (2nd ed.). New York, NY: The Guilford Press.
Osman, A., Bagge, C. L., Gutierrez, P. M., Konick, L. C., Kopper, B. A. & Barrios, F. X. (2001). The Suicidal Behaviors Questionnaire-Revised (SBQ-R): Validation with clinical and nonclinical samples. Journal of Assessment, 8(4), 443-54.
Raymond P., Tucker, Christopher R., Hagan, Ryan M., Hill, Meredith L., Slish, Courtney L., Bagge, Thomas E. Joiner and LaRicka R. Wingate (2017). Empirical Extension of the Interpersonal Theory of Suicide: Investigating the Role of Interpersonal Hopelessness. Journal of Psychiatry Research, https://doi.org/10.1016/j.psychres.11.005.
Snyder, C. R. (2002). Hope theory: Rainbows in the mind. Psychological Inquiry, 13(4), 249-275.
Snyder, C. R. (2003). Measuring hope in children. Positive development conference of Lawrence. The University of Kansas, (1), 1-26.
Van Orden, K. A., Witte, T. K., Cukrowicz, K. C., Braithwaite, S. R., Selby, E. A. & Joiner Jr, T. E. (2010). The interpersonal theory of suicide. Journal of Psychological Review, 117(2), 575-600.
Van Orden, K. A., Cukrowicz, K. C., Witte, T. K. & Joiner Jr, T. E. (2012). Thwarted belongingness and perceived burdensomeness: Construct validity and psychometric properties of the Interpersonal Needs Questionnaire. Journal of Psychological assessment, 24(1), 197.
Székely, G. J. & Rizzo, M. L. (2005). A new test for multivariate normality. Journal of ultivariate Analysis, 93(1), 58-80. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
آمار تعداد مشاهده مقاله: 616 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 239 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||