دوره 15، شماره 11 - ( بهمن 1400 )
جلد 15 شماره 11 صفحات 777-766 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Hajloo N, Pourabdol S, Sobhi Gharamaleki N, Beyki M. Psychometric Properties of the Comprehensive assessment of Acceptance and Commitment Therapy processes (CompACT(. Qom Univ Med Sci J 2022; 15 (11) :766-777
URL: http://journal.muq.ac.ir/article-1-3352-fa.html
URL: http://journal.muq.ac.ir/article-1-3352-fa.html
حاجلو نادر، پورعبدل سعید، صبحی قراملکی ناصر، بیکی مهدی. بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد. مجله دانشگاه علوم پزشکی قم. 1400; 15 (11) :766-777
نادر حاجلو* 
1، سعید پورعبدل2 ، ناصر صبحی قراملکی3 ، مهدی بیکی4
1، سعید پورعبدل2 ، ناصر صبحی قراملکی3 ، مهدی بیکی4
1- گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه محقق اردبیلی، اردبیل، ایران. ، hajloo53@uma.ac.ir
2- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه شاهد، تهران، ایران.
3- گروه رفتار حرکتی و روانشناسی ورزشی، دانشکده تربیتبدنی و علوم ورزشی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران
4- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، واحد قم، دانشگاه آزاد اسلامی، قم، ایران.
2- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه شاهد، تهران، ایران.
3- گروه رفتار حرکتی و روانشناسی ورزشی، دانشکده تربیتبدنی و علوم ورزشی، دانشگاه علامه طباطبائی، تهران، ایران
4- گروه روانشناسی، دانشکده علوم انسانی، واحد قم، دانشگاه آزاد اسلامی، قم، ایران.
متن کامل [PDF 6219 kb]
(475 دریافت)
| چکیده (HTML) (1502 مشاهده)
متن کامل: (359 مشاهده)
مقدمه
درمان پذیرش و تعهد که به اختصار ACT خوانده میشود، یکی از آزمایشات رواندرمانی است که فرایندهای درمانی اصلی آن از درمان شناختی رفتاری سنتی متفاوت است. این روش، ازجمله درمانهای موج سوم درمانهای رفتاری است و به دنبال تغییر کارکرد افکار و احساسات به جای تغییر شکل، محتوا یا فراوانی آنها است [1].
هدف از درمان پذیرش و تعهد، ایجاد انعطافپذیری روانشناختی و کمک به افراد است که در جهت ایجاد یک زندگی غنی و معنادار بکوشند و درد خود را در زندگی بپذیرند [2]. در درمان پذیرش و تعهد، انعطافپذیری روانشناختی محصول شش فرایند مجزا، اما به هم پیوسته است که شامل پذیرش، عدم آمیختگی، خود به عنوان بافتار، آگاهی لحظه به لحظه از حال، ارزشها و اقدام متعهدانه است [3].
مقیاسهای زیادی وجود دارد که فرایندهای درمان پذیرش و تعهد، ازجمله درد مزمن [4]، مسائل مرتبط با وزن [5] و مدیریت دیابت [6] را در حوزههای بالینی خاص بررسی میکند، در حالی که مقیاسهای ارزیابی انعطافپذیری روانشناختی در بافتهای خاص (به عنوان مثال، محل کار) برای پیشبینی نتایج مختص بافت (مثلاً رضایت شغلی) مناسب هستند. با این حال، چنین مقیاسهایی در تعمیمپذیری و حوزه کاربردشان محدود هستند [7].
همچنین تا حدودی بر تدوین مقیاسهای منفرد فرایندهای فرعی درمان پذیرش و تعهد شامل پذیرش اجتناب تجربی [8] و ارزشها [9] تمرکز شده است. اگرچه چنین مقیاسهایی ممکن است برای بررسی تأثیر افتراقی این فرایندهای منفرد بر رفتار مفید باشد، اما آنها فرایند گستردهتر درمان پذیرش و تعهد را در مورد انعطافپذیری روانشناختی دربرنمیگیرند [7].
پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم بوند و همکاران [10] در سنجش کلی فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بیشترین کاربرد را دارد [11]. اما، با وجود گستردگی آن، پرسشنامه پذیرش و عمل 2 مورد انتقاد قرار گرفته است. مهمتر از همه، ولگاست [12] معتقد است که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم فرایندهای درمان پذیرش و تعهد را با متغیرهای برآیند پریشانی درهم آمیخته است. به عنوان مثال، گویههای دو (از احساساتم میترسم) و هفت (نگرانیها مانع موفقیت من هستند) به نظر میرسد با سازههای پریشانی و فراپریشانی (یعنی ترس از احساساسات، نگرانی و نگرانی درباره نگرانی) همپوشانی دارند.
گامِز و همکاران [8] معتقدند که تمرکز بر (پریشانی منجر به ناکارآمدی میشود) در مجموعه آیتمهای پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم باعث دشواری در پی بردن به اینکه آیا پاسخهای شخص به چنین آیتمهایی نشانگر (الف) سطوح انعطافپذیری روانشناختی اجتناب تجربی است یا (ب) سطوح واقعی هیجانات، خاطرات و نگرانیهای آزارنده تجربهشده میشود.
همچنین مطابق با نظر گامِز و همکاران [8]، اگرچه اکنون به عنوان مقیاسی از انعطافپذیری روانشناختی یاد میشود [13]، با این حال، پرسشنامه پذیرش و عمل در اصل به عنوان مقیاس اجتناب تجربی (فرایند فرعی از انعطافپذیری روانشناختی) تدوین شده است. مطمئناً پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم در حال حاضر «استاندارد طلایی» در نظر گرفته میشود تا هر مقیاس جدیدی از انعطافپذیری روانشناختی را مقایسه کند [14].
با وجود این، سؤالات برجستهای در مورد روایی صوری و حوزه گویههای پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم وجود دارد که تدوین و بهسازی ابزارهای جایگزین را میطلبد. علاوه بر این، اگرچه پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم از لحاظ تجربی در بسیاری از بافتها به خوبی انجام و اجرا شده است [15]، اما احتمالاً ترکیب فرایندهای درمان پذیرش و تعهد با نتایج پریشانی، تفسیر این شواهد را پیچیدهتر میکند؛ بنابراین میتوان استدلال کرد که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم شاید وسعت و حوزههای فرایندهای اصلی درمان پذیرش و تعهد را به اندازه کافی دربرنگیرد (و درنتیجه وسعت و حوزه انعطافپذیری روانشناختی را شامل نمیشود)؛ بنابراین پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد توسط فرانسیس و همکاران [7] برای رفع مشکلات مطرحشده تدوین شد.
بر اساس بررسی پژوهشگران این پژوهش، پرسشنامهای که فرایند درمان پذیرش و تعهد را بهطور کامل در ایران بررسی کند و مشکلات مطرحشده در بیان مسئله را نداشته باشد، وجود ندارد و تنها پرسشنامه پذیرش و عمل مورد بررسی و هنجاریابی قرار گرفته است که محدودیتهای این پرسشنامه نیز در بیان مسئله بحث شد؛ بنابراین هدف اصلی بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد و سنجش کفایت روانسنجی نسخه فارسی این پرسشنامه بود.
روش بررسی
این پژوهش از نظر هدف کاربردی و روششناسی در زمره پژوهشهای توصیفی از نوع همبستگی قرار دارد. جامعه آماری پژوهش حاضر شامل همه افراد هجده تا شصت ساله در بازه زمانی مرداد تا شهریور سال 1400 بودند. نمونه آماری پژوهش شامل 322 نفر بودند که به روش نمونهگیری در دسترس از طریق فراخوان اینترنتی انتخاب شدند. به این صورت که از طریق طراحی پرسشنامهها در محیط گوگل فرم، لینک مورد نظر به صورت مجازی در برنامههای واتساپ، تلگرام و اینستاگرام در اختیار کاربران فضای مجازی قرار گرفت و پاسخها دریافت شد.
برای اطمینان از برگشتپذیری پرسشنامهها، چهارصد پرسشنامه بین نمونه آماری پخش شد که از این میان 322 پرسشنامه به دست آمد؛ بنابراین نمونه نهایی شامل 322 نفر بود. یادآوری میشود که حجم نمونه کافی برای مطالعههای تحلیل عاملی بین سه تا بیست برابر تعداد متغیرها است.
همچنین کومری و لی پیشنهاد دادهاند که حجم نمونه صد، ضعیف؛ دویست، نسبتاً خوب؛ سیصد، خوب؛ پانصد، خیلی خوب و هزار و بالاتر، عالی در نظر گرفته میشود [16]. با توجه به شیوع ویروس کووید-19 و محدودیتهای ناشی از آن، این تعداد نمونه بر اساس امکانات تیم تحقیق صورت گرفت.
ملاکهای ورود برای شرکت در پژوهش عبارت بودند از: الف) رضایت داوطلبانه برای شرکت در پژوهش؛ ب) عدم سوءمصرف مواد و ملاکهای خروج شامل عدم تکمیل پرسشنامه پس از دریافت آن و دادههای مفقودی بالای بیست سؤال بود. جهت جمعآوری دادهها از ابزارهای زیر استفاده شد:
مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد
این مقیاس شامل 23 گویه است که توسط فرانسیس و همکاران [7] ساخته شده است. گویههای CompACT در مقیاس لیکرت هفت درجهای از صفر (کاملاً مخالف) تا شش (کاملاً موافق) نمرهگذاری میشود.
درمان پذیرش و تعهد سه خردهمقیاس دارد: خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، خردهمقیاس آگاهیِ رفتاری و خردهمقیاس اقدام ارزشمند. نمرات از طریق مجموع پاسخها به هریک از سه خردهمقیاس به دست میآید. دوازده گویه قبل از جمع شدن، نمرهگذاری معکوس میشوند (گویههای دو، سه، چهار، شش، هشت، نه، یازده، دوازده، پانزده، شانزده، هجده و نوزده). خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه از مجموع نمرات گویههای دو (معکوس)، چهار (معکوس)، شش (معکوس)، هشت (معکوس)، یازده (معکوس)، سیزده، پانزده (معکوس)، هجده (معکوس)، بیست و 22 به دست میآید.
دامنه نمرات این خردهمقیاس از صفر تا شصت است و نمرات بالاتر نشاندهنده گشودگیِ بیشتر نسبت به تجارب (تمایل به تجربه وقایع درونی افکار، احساسات، حواس و...) بدون تلاش برای کنترل یا اجتناب از آنها است. خردهمقیاس آگاهیِ رفتاری از مجموع نمرات گویههای سه (معکوس)، نُه (معکوس)، دوازده (معکوس)، شانزده (معکوس) و نوزده (معکوس) به دست میآید. دامنه نمرات این خردهمقیاس از صفر تا سی است و نمرات بالاتر نشاندهنده آگاهیِ رفتاری بیشتر است (توجه آگاهانه به اقدامات فعلی). خردهمقیاس اقدام ارزشمند از مجموع نمرات گویههای 1، 5، 10، 14، 17، 21 و 23 حاصل میشود. دامنه نمرات از 0 تا 48 است. نمرات بالاتر در این خردهمقیاس حاکی از مشارکت بیشتر در اقدامات ارزشمند است (فعالیتهای معنادار).
نمره کل مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد از 0 تا 138 است. نمرات بالاتر نشاندهنده انعطافپذیری روانشناختی بالاتری است. میانگین همبستگی بین گویههای درمان پذیرش و تعهد از در پژوهش فرانسیس و همکاران در محدوده توصیهشده برای همسانی درونی بود.
همه خردهمقیاسها سطح بالایی از همسانی درونی را نشان دادند. عامل یک: گشودگی نسبت به تجربه (هشت گویه مربوط به پذیرش و دو گویه مربوط به عدم آمیختگی با آلفای کرونباخ 90/0، عامل دو: آگاهیِ رفتاری (پنج گویه مربوط به تماس لحظه به لحظه با حال / توجه آگاهی با آلفای کرونباخ 87/0) و عامل سه: اقدام ارزشمند (هشت گویه مربوط به اقدام ارزشمند و متعهدانه با آلفای کرونباخ 90/0) نتایج آلفای کرونباخ حاصل از این خردهمقیاسها بود. همچنین آلفای کرونباخ کلی مربوط به این مقیاس برابر با 91/0 بود.
اعتبار همگرای این مقیاس نیز با پرسشنامه پذیرش و عمل دو بررسی شد که از اعتبار خوبی برخوردار بود (79/0=r). همچنین همبستگی خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند با پرسشنامه پذیرش و عمل دو به ترتیب برابر با (78/0=r)، (50/0=r) و (41/0=r) بود. (78/0=r)، اعتبار افتراقی نیز با فرم کوتاه مقیاس مارلو کراون مطلوبیت اجتماعی سنجیده شد که نشان عدم همبستگی آنها با هم (03/0-01/0-= rs) داشت. اعتبار همزمان نیز با تمام سه خردهمقیاس پرسشنامه استرس اضطراب افسردگی همبستگی مثبت بالایی (65/0-57/0=rs) داشت و همبستگی نیرومندی (65/0=r) با خردهمقیاس افسردگی به دست آمد.
همچنین از بین خردهمقیاسهای درمان پذیرش و تعهد، خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، همبستگی نیرومندی (55/0-53/0=rs) با پرسشنامه استرس اضطراب افسردگی داشت. علاوه بر این، درمان پذیرش و تعهد با خردهمقیاس سلامت روانی فرم کوتاه پایش سلامت همبستگی منفی بالا (67/0-= r) و همبستگی کم، اما معناداری (23/0-= r) با خردهمقیاس سلامت فیزیکی داشت. افزون بر این، از بین خردهمقیاسهای CompACT، خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه همبستگی نیرومندی با خردهمقیاسهای سلامت روانی و فیزیکی به دست داد.
پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم
این پرسشنامه به وسیله بنُد و همکاران [10] ساخته شده است. یک نسخه ده مادهای از پرسشنامه اصلی است و پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه اول که به وسیله هیز ساخته شده بود. این پرسشنامه سازهای را میسنجد که به تنوع، پذیرش، اجتناب تجربی و انعطافپذیری روانشناختی برمیگردد. نمرات بالاتر نشاندهنده انعطافپذیری روانی بیشتر است. مشخصات روانسنجی نسخه اصلی بدین شرح است: نتایج ۲۸۱۶ شرکتکننده در طول شش نمونه نشان داد که این ابزار پایایی، روایی و اعتبار سازه رضایتبخشی دارد.
میانگین ضریب آلفا 84/0 (78/0-88/0) و پایایی بازآزمایی در فاصله سه و دوازده ماه به ترتیب 81/0 و 79/0 به دست آمد. نتایج نشان داد که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم به صورت همزمان، طولی و افزایشی دامنهای از نتایج از سلامت ذهنی تا میزان غیبت از کار را پیشبینی میکند که همسان با نظریه زیربنایی آن است. این ابزار همچنین اعتبار تمییزی مناسبی را نشان میدهد. به نظر میرسد پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم مفهوم مشابه با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه اول را اندازه میگیرد، اما ثبات روانسنجی بهتری دارد [10]. در ایران عباسی و همکاران [17] همسانی درونی این ابزار را بین 71/0 تا 89/0 گزارش کردند.
مقیاس دشواری در تنظیم هیجان
این ابزار شامل شانزده گزاره است که توسط بیوبرگ و همکاران [18] بر اساس پرسشنامه 36 سؤالی و اصلی دشواری در تنظیم هیجان [19] تدوین شد. درواقع، این ابزار نسخه کوتاهشده مقیاس دشواری در تنظیم هیجان 36 سؤالی است. برای امتیازبندی هر گویه بر اساس طیف پنج درجهای لیکرت، بین یک تا پنج (تقریباً هرگز، گاهی اوقات، تقریباً در نیمی از مواقع، بیشتر اوقات و تقریباً همیشه) به هر گویه تعلق میگیرد.
این مقیاس از پنج عامل اصلی عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در کنترل تکانهها، دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان، دشواری در انجام رفتارهای هدفمند، عدم وضوح هیجانی تشکیل شده است. گویههای یک و دو. مربوط به عدم وضوح هیجانی، گویههای سه، هفت و پانزده مربوط به دشواری در انجام رفتار هدفمند، گویههای چهار، هشت و یازده مربوط به دشواری در کنترل تکانهها، گویههای پنج، شش، دوازده، چهارده و شانزده مربوطه به دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان، گویههای نُه، ده و سیزده مربوط به عدم پذیرش پاسخهای هیجانی هستند.
همسانی درونی این پرسشنامه در پژوهش بیوبرگ و همکاران [18]، به روش آلفای کرونباخ 92/0 به دست آمد. همچنین پایایی این پرسشنامه به روش بازآزمایی 85/0 گزارش شد [18]. علاوه بر این، روایی همزمان این مقیاس بر اساس همبستگی این پرسشنامه با پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس 56/0، با پرسشنامه حساسیت اضطرابی 57/0 و با پرسشنامه پذیرش و عمل 72/0 به دست آمده است.
این پرسشنامه در ایران توسط اکبری و همکاران [20] هنجاریابی شده است که روایی واگرای این پرسشنامه از طریق بررسی همبستگی آن با انعطافپذیری روانشناختی برابر 52/0- به دست آمد و روایی همگرای آن با افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب برابر 63/0، 44/0 و40/0 به دست آمد. همچنین پایایی این پرسشنامه از طریق محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برابر 84/0 و به روش بازآزمایی برابر 72/0 گزارش شده است.
مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس
این مقیاس یک آزمون 21 سؤالی است که توسط لوویبوند و همکاران [21] تدوین شده و علائم افسردگی، اضطراب و استرس را در مقیاس چهار درجهای از نمره صفر تا سه میسنجد. این آزمون از سه خردهمقیاس افسردگی، اضطراب و استرس تشکیل شده است. نمره فرد در هر مقیاس بر حسب هفت گویه مختص آن مقیاس سنجیده میشود. این مقیاس، یکی از ابزارهای معتبر برای سنجش نشانههای عواطف منفی قلمداد میشود [21].
در ایران شهابی و همکاران [22]، نسخه فارسی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را تهیه کرده و آن را اعتباریابی کردهاند. پایایی درونی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با استفاده از آلفای کرونباخ محاسبه شد و این نتایج به دست آمد: 77/0 برای مقیاس افسردگی، 79/0 برای مقیاس اضطراب و 78/0 برای مقیاس تنیدگی. برای بررسی اعتبار ملاک مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس، از اجرای همزمان پرسشنامههای افسردگی بک، اضطراب زانگ و تنیدگی ادراکشده استفاده شد. همبستگی زیرمقیاس افسردگی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون افسردگی بک 70/0، همبستگی زیرمقیاس اضطراب مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون اضطراب زانگ 67/0 و همبستگی مقیاس تنیدگی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون تنیدگی ادراکشده 49/0 گزارش شد. تحلیل عاملی نیز ساختار سه عاملی این پرسشنامه را تأیید کرد.
روش اجرا: پس از ترجمه فارسی قیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد، ابتدا نسخه ترجمهشده با همکاری یکی از متخصصان روانشناسی بررسی و اصلاح شد. سپس برای اطمینان بیشتر در مورد صحت ترجمه و مطابقت دو نسخه انگلیسی و فارسی در اختیار دو نفر از متخصصان زبان انگلیسی قرار داده شد تا با استفاده از روش ترجمه معکوس آن را به فارسی برگردانند.
بدین ترتیب، پس از چند مرحله بررسی، بازبینی و اعمال تغییرات و اصلاحات و تأیید نهایی، بررسی پایایی و روایی فارسی قیاس سنجشِ جامعِ فرایند درمان پذیرش و تعهد در پژوهش حاضر آغاز شد. پس اتمام مراحل مربوط به ترجمه پرسشنامه و تأیید آن با طراحی پرسشنامهها در فضای گوگل فرم، به انتشار لینک آن در برنامههای واتساپ، تلگرام و اینستاگرام اقدام و پاسخها از این طریق جمعآوری شد.
به منظور کنترل اثر ترتیب و خستگی، مقیاسها به تناسب با ترتیبهای متفاوت طبقهبندی شده بودند. به منظور تحلیل دادهها از روش تحلیل عاملی تأییدی (برای بررسی روایی سازه مشترک جامعه ایرانی با جامعه اصلی پرسشنامه) با استفاده از نرمافزار LISREL 8/8 و ضرایب همبستگی پیرسون (برای به دست آوردن روایی همگرا) با استفاده از نرمافزارSpss نسخه 22 استفاده شد.
یافتهها
در این پژوهش، بیشترین طبقه سنی مربوط به شرکتکنندگان 18 الی 22 ساله با تعداد 53 نفر بود که 21 درصد را دربرمیگرفت. همچنین بیشترین تعداد با 140 نفر (55 درصد) مربوط به جنس مؤنث بود. تعداد جنس مذکر نیز 116 نفر (45 درصد) بود. علاوه بر این، بیشترین توزیع تحصیلات مربوط به لیسانس با تعداد 66 نفر (26 درصد) بود و کمترین توزیع تحصیلات مربوط به دکتری با تعداد 32 نفر و 13 درصد بود.
در جدول شماره 1، میانگین و انحراف معیار نمرات مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد ارائه شده است. همانطور که مشاهده میشود میانگین و انحراف معیار مقیاس درمان پذیرش و تعهد در خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب برابر با 33/2±76/16، 34/2±11/14و 47/2±43/16 به دست آمد. همچنین میانگین و انحراف معیار نمره کلی درمان پذیرش و تعهد 49/3±22/18 به دست آمد.
جهت بررسی روایی سازه و میزان انسجام درونی پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد با خردهمقیاسهای آن، ضرایب همبستگی بین خردهمقیاسها و نمره کل محاسبه شد. همانگونه که در جدول شماره 2 مشاهده میشود تمام خردهمقیاسها با نمره درمان پذیرش و تعهد رابطه معناداری دارند. همچنین خردهمقیاسها نیز دو به دو رابطه معناداری با یکدیگر دارند. در مجموع، الگوی ضرایب همبستگی بین خردهمقیاسها در جدول شماره 2 نشان میدهد که روابط درونی خوبی بین خردهمقیاسها وجود دارد.
در جدول شماره 3، نتایج همبستگی با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم، مقیاس دشواری در تنظیم هیجان، پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس ارائه شده است. نمره کلی درمان پذیرش و تعهد با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم (001/P<0، 62=r)، بدتنظیمی هیجان (001/P<0، 53/0-=r) و افسردگی، اضطراب، استرس (001/P<0، 54/0-=r) رابطه منفی و معنادار و با پرسشنامه پذیرش و عمل رابطه مثبت (001/P<0، 62/=r0) و معنادار دارد. علاوه بر این، رابطه معنادار و منفی بین خردهمقیاسهای و بدتنظیمی هیجان، افسردگی، اضطراب، استرس وجود دارد (001/P<0).
برای بررسی میزان برازش مدل آزمونشده از شاخصهای معرفیشده توسط کلاین استفاده شد. این شاخصها شامل X2/d.f که مقادیر کمتر از 9/0 قابل پذیرش هستند، شاخص نیکویی برازش، شاخص برازش تطبیقی که مقادیر بیشتر از 9/0 نشانگر برازش مناسب الگو هستند، شاخص نیکویی برازش تعدیلیافته که مقادیر بیشتر از 8/0 قابلقبول هستند، شاخص برازش ایجاز که مقادیر بیشتر از 6/0 نشانگر برازش مناسب الگوی هستند و مجذور میانگین مربعات خطای تقریب که مقادیر کمتر از 08/0 نشانگر برازش مناسب الگوی هستند. در جدول شماره 4، شاخصهای برازش الگوی آزمونشده گزارش شدهاند که با توجه به معیارهای مطرحشده، الگوی آزمونشده برازش مناسبی با دادههای گردآوریشده دارد.
در جدول شماره 5، ضرایب لامبدای y ارائه شده است. همانطور که مشاهده میشود، تمام ضرایب لامبدای y مقادیر بالایی دارند. آزمون معناداری تی نشان میدهد که تمام ضرایب مسیر با بارهای عاملی بهدستآمده معنادار هستند.
به منظور بررسی همسانی درونی پرسشنامه، آلفای کرونباخ محاسبه شد. بر اساس نتایج مندرج در جدول شماره 6، ضرایب آلفای کرونباخ پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد برای کل مقیاس 89/0 و برای خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب ضریب آلفای کرونباخ برابر با 91/0، 88/0 و 85/0 به دست آمد.
همچنین ضریب بازآزمایی پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد با فاصله چهار هفته برای کل مقیاس 80/0 و برای خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب 89/0، 78/0 و 79/0 به دست آمد. در مجموع نتایج جدول شماره 6 نشان میدهد که ضرایب آلفای کرونباخ و بازآزمایی بهدستآمده برای کل مقیاس خردهمقیاسهای آن از نظر روانسنجی مطلوب هستند.
بحث
هدف از پژوهش حاضر، بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بود. به منظور بررسی روایی سازه، نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که 23 سؤال، دارای بار عاملی بالا با سه مؤلفه آگاهی رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه است. این یافته با نتایج پژوهش فرانسیس و همکاران [7] مبنی بر سه عاملی بودن این مقیاس همسو است.
به عبارت دیگر، یافتههای تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که دادهها با یک مدل سه عاملی برازش مناسب دارد که این یافته با نتایج قبلی همسو بود. همسانی درونی گویههای خردهمقیاسهای پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بر حسب ضرایب آلفای کرونباخ محاسبه و تأیید شد. این یافته نیز با نتایج پژوهش فرانسیس و همکاران [7] همسو است.
پایایی بازآزمایی پرسشنامه نیز بر حسب محاسبه ضرایب همبستگی بین نمرههای آزمودنیها با فاصله چهار هفته برای خردهمقیاسهای آگاهیِ رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه در سطح 001/0>P معنادار محاسبه شد. این ضرایب نشاندهنده پایایی بازآزمایی رضایتبخش پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد است.
این یافتهها با نتایج پژوهشهای قبلی در مورد ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد همسو است. روایی همگرا و تشخیصی (افتراقی) پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد از طریق اجرای همزمان پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم (AAQ-II)، مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس (DASS-21) و پرسشنامه دشواری در تنظیم هیجان در مورد آزمودنیها محاسبه شد.
ضرایب همبستگی نمرههای آزمودنیها در خردهمقیاسهای سهگانه پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد با شاخصهای افسردگی، اضطراب، استرس منفی و معنادار بود. به عبارت دیگر، با افزایش انعطافپذیری روانشناختی افسردگی، اضطراب، استرس مییابد. این یافتهها همسو با پژوهشهای دیگر است.
دیویس و همکاران [23] نشان دادند انعطافپذیری روانشناختی در روابط بین اثرات داروی روانگردان حاد و افسردگی و اضطراب نقش میانجی دارد. همچنین یافتههای حاصل از پژوهش تریندید و همکاران [24] نشان داد انعطافپذیری روانشناختی بر ارتباط بین درماندگی آموختهشده و نشانهشناسی افسردگی تأثیر تعدیلکننده دارد. همچنین پژوهشهای دیگر حاکی از ارتباط بین انعطافپذیری روانشناختی با پریشانی روانشناختی [25] و اضطراب [26] است.
همچنین نتایج نشان داد که بین انعطافپذیری روانشناختی و دشواری در تنظیم هیجان رابطه منفی و معنادار وجود دارد. به عبارت دیگر، با افزایش انعطافپذیری روانشناختی به همان میزان دشواری در تنظیم هیجان کاهش مییابد، یعنی به هر میزان که افراد آگاهیِ رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه را در موقعیتهای مختلف داشته باشند، قدرت تنظیم هیجان بالاتری خواهند داشت و در ابعاد مخلتف بدتنظیمی هیجان عدم وضوح هیجانی، دشواری در انجام رفتارهای هدفمند، دشواری در کنترل تکانهها، دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان و عدم پذیرش پاسخهای هیجانی نمرات پایینتری خواهند گرفت.
به عبارت دیگر، افرادی که در تنظیم هیجان دچار مشکل هستند، یعنی هیجان آنها وضوح کمی دارد، در انجام رفتار هدفمند با مشکلاتی مواجه هستند، کنترل تکانهها برایشان مشکل است، در استفاده از راهبردهای مناسب و مؤثر با محدودیتهایی مواجه هستند، انعطافپذیری روانشناختی پایینی از خود نشان میدهند. این نتایج همسو با پژوهش دوبِی و همکاران [27] و کوبوس سانچز همکاران [28] است. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد که افرادی که دارای انعطافپذیری روانشناختی پایینی بودند، دچار بدتنظیمی هیجانی بودند.
همچنین یافتههای مطالعه گونزالس فرناندز و همکاران [29] نیز مؤید این نتایج و همسو با این یافتهها است. در این پژوهش نیز نتایج بهدستآمده نشان میدهد انعطافناپذیری روانشناختی رابطه بین راهبردهای تنظیم هیجان و اضطراب و پریشانی را میانجیگری میکند.
نتیجهگیری
در مجموع نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی نشان داد پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد از 23 گویه و سه عامل تشکیل شده است. اگرچه نسخه دوم پرسشنامه پذیرش و عمل بهطور گستردهای استفاده میشود، با این حال، پژوهشی در رابطه با سنجش ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد که جامعتر از پرسشنامه قبلی است، وجود ندارد. (تصاویر شماره 1 و 2).
علاوه بر این، ساختار عاملی که توسط فرانسیس و همکاران [7] گزارش شده مشابه یافتههای پژوهش حاضر است. پس از بررسی ساختار ابزار با استفاده از تحلیل عاملی، مدل تأییدی آن نیز بررسی شد. شاخصهای برازش بهدستآمده نشان داد که مدل مورد نظر مورد تأیید قرار میگیرد. با توجه به اینکه یکی از روشهای بررسی روایی سازه، استفاده از تحلیل عاملی است، درنتیجه میتوان بیان کرد که با توجه به تأیید عاملهای پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد، این ابزار واجد روایی سازه است. نتایج این پژوهش به ادبیات مربوط به مفهومپردازی انعطافپذیری روانشناختی کمک میکند و از درمان پذیرش و تعهد به عنوان مقیاس سنجش انعطافپذیری روانشناختی حمایت مقدماتی فراهم میکند.
با این حال، نتایج پژوهش حاضر در تأیید پایایی و روایی درمان پذیرش و تعهد با محدودیتهای خاص مقدماتی بودن این مشخصهها همراه است. این محدودیتها، بهویژه در حوزه بررسی انواع روایی یک مقیاس که فرایندی مستمر است، بیشتر آشکار میشود. پژوهش حاضر به صورت نمونهگیری در دسترس و از طریق فراخوان اینترنتی اجرا شد
پیشنهاد میشود به منظور تکمیل روند اعتباریابی پژوهشهای متعددی در سایر مناطق جغرافیایی کشور انجام شود. علاوه بر این، پژوهشهای مربوط به ویژگیهای روانسنجی درمان پذیرش و تعهد در مورد نمونههای مختلف بهنجار و بالینی نیز گامهای دیگری است که باید برداشته شوند تا بتوان مقدمات لازم برای هنجاریابی درمان پذیرش و تعهد را به عنوان فرایندی متمایز از اعتباریابی در آینده فراهم خواهد ساخت.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مطالعه دارای مصوبه کمیته اخلاق دانشگاه محقق اردبیلی با کد IR.UMA.REC.1400.046 است.
حامی مالی
معاونت محترم تحقیقات و فناوری دانشگاه محقق اردبیلی حامی مالی این مقاله بوده است.
مشارکت نویسندگان
تمام نویسندگان در طراحی، اجرا و نگارش همه بخشهای پژوهش حاضر مشارکت داشتهاند.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان هیچگونه تعارض منافعی در این مقاله وجود نداشته است.
درمان پذیرش و تعهد که به اختصار ACT خوانده میشود، یکی از آزمایشات رواندرمانی است که فرایندهای درمانی اصلی آن از درمان شناختی رفتاری سنتی متفاوت است. این روش، ازجمله درمانهای موج سوم درمانهای رفتاری است و به دنبال تغییر کارکرد افکار و احساسات به جای تغییر شکل، محتوا یا فراوانی آنها است [1].
هدف از درمان پذیرش و تعهد، ایجاد انعطافپذیری روانشناختی و کمک به افراد است که در جهت ایجاد یک زندگی غنی و معنادار بکوشند و درد خود را در زندگی بپذیرند [2]. در درمان پذیرش و تعهد، انعطافپذیری روانشناختی محصول شش فرایند مجزا، اما به هم پیوسته است که شامل پذیرش، عدم آمیختگی، خود به عنوان بافتار، آگاهی لحظه به لحظه از حال، ارزشها و اقدام متعهدانه است [3].
مقیاسهای زیادی وجود دارد که فرایندهای درمان پذیرش و تعهد، ازجمله درد مزمن [4]، مسائل مرتبط با وزن [5] و مدیریت دیابت [6] را در حوزههای بالینی خاص بررسی میکند، در حالی که مقیاسهای ارزیابی انعطافپذیری روانشناختی در بافتهای خاص (به عنوان مثال، محل کار) برای پیشبینی نتایج مختص بافت (مثلاً رضایت شغلی) مناسب هستند. با این حال، چنین مقیاسهایی در تعمیمپذیری و حوزه کاربردشان محدود هستند [7].
همچنین تا حدودی بر تدوین مقیاسهای منفرد فرایندهای فرعی درمان پذیرش و تعهد شامل پذیرش اجتناب تجربی [8] و ارزشها [9] تمرکز شده است. اگرچه چنین مقیاسهایی ممکن است برای بررسی تأثیر افتراقی این فرایندهای منفرد بر رفتار مفید باشد، اما آنها فرایند گستردهتر درمان پذیرش و تعهد را در مورد انعطافپذیری روانشناختی دربرنمیگیرند [7].
پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم بوند و همکاران [10] در سنجش کلی فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بیشترین کاربرد را دارد [11]. اما، با وجود گستردگی آن، پرسشنامه پذیرش و عمل 2 مورد انتقاد قرار گرفته است. مهمتر از همه، ولگاست [12] معتقد است که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم فرایندهای درمان پذیرش و تعهد را با متغیرهای برآیند پریشانی درهم آمیخته است. به عنوان مثال، گویههای دو (از احساساتم میترسم) و هفت (نگرانیها مانع موفقیت من هستند) به نظر میرسد با سازههای پریشانی و فراپریشانی (یعنی ترس از احساساسات، نگرانی و نگرانی درباره نگرانی) همپوشانی دارند.
گامِز و همکاران [8] معتقدند که تمرکز بر (پریشانی منجر به ناکارآمدی میشود) در مجموعه آیتمهای پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم باعث دشواری در پی بردن به اینکه آیا پاسخهای شخص به چنین آیتمهایی نشانگر (الف) سطوح انعطافپذیری روانشناختی اجتناب تجربی است یا (ب) سطوح واقعی هیجانات، خاطرات و نگرانیهای آزارنده تجربهشده میشود.
همچنین مطابق با نظر گامِز و همکاران [8]، اگرچه اکنون به عنوان مقیاسی از انعطافپذیری روانشناختی یاد میشود [13]، با این حال، پرسشنامه پذیرش و عمل در اصل به عنوان مقیاس اجتناب تجربی (فرایند فرعی از انعطافپذیری روانشناختی) تدوین شده است. مطمئناً پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم در حال حاضر «استاندارد طلایی» در نظر گرفته میشود تا هر مقیاس جدیدی از انعطافپذیری روانشناختی را مقایسه کند [14].
با وجود این، سؤالات برجستهای در مورد روایی صوری و حوزه گویههای پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم وجود دارد که تدوین و بهسازی ابزارهای جایگزین را میطلبد. علاوه بر این، اگرچه پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم از لحاظ تجربی در بسیاری از بافتها به خوبی انجام و اجرا شده است [15]، اما احتمالاً ترکیب فرایندهای درمان پذیرش و تعهد با نتایج پریشانی، تفسیر این شواهد را پیچیدهتر میکند؛ بنابراین میتوان استدلال کرد که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم شاید وسعت و حوزههای فرایندهای اصلی درمان پذیرش و تعهد را به اندازه کافی دربرنگیرد (و درنتیجه وسعت و حوزه انعطافپذیری روانشناختی را شامل نمیشود)؛ بنابراین پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد توسط فرانسیس و همکاران [7] برای رفع مشکلات مطرحشده تدوین شد.
بر اساس بررسی پژوهشگران این پژوهش، پرسشنامهای که فرایند درمان پذیرش و تعهد را بهطور کامل در ایران بررسی کند و مشکلات مطرحشده در بیان مسئله را نداشته باشد، وجود ندارد و تنها پرسشنامه پذیرش و عمل مورد بررسی و هنجاریابی قرار گرفته است که محدودیتهای این پرسشنامه نیز در بیان مسئله بحث شد؛ بنابراین هدف اصلی بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد و سنجش کفایت روانسنجی نسخه فارسی این پرسشنامه بود.
روش بررسی
این پژوهش از نظر هدف کاربردی و روششناسی در زمره پژوهشهای توصیفی از نوع همبستگی قرار دارد. جامعه آماری پژوهش حاضر شامل همه افراد هجده تا شصت ساله در بازه زمانی مرداد تا شهریور سال 1400 بودند. نمونه آماری پژوهش شامل 322 نفر بودند که به روش نمونهگیری در دسترس از طریق فراخوان اینترنتی انتخاب شدند. به این صورت که از طریق طراحی پرسشنامهها در محیط گوگل فرم، لینک مورد نظر به صورت مجازی در برنامههای واتساپ، تلگرام و اینستاگرام در اختیار کاربران فضای مجازی قرار گرفت و پاسخها دریافت شد.
برای اطمینان از برگشتپذیری پرسشنامهها، چهارصد پرسشنامه بین نمونه آماری پخش شد که از این میان 322 پرسشنامه به دست آمد؛ بنابراین نمونه نهایی شامل 322 نفر بود. یادآوری میشود که حجم نمونه کافی برای مطالعههای تحلیل عاملی بین سه تا بیست برابر تعداد متغیرها است.
همچنین کومری و لی پیشنهاد دادهاند که حجم نمونه صد، ضعیف؛ دویست، نسبتاً خوب؛ سیصد، خوب؛ پانصد، خیلی خوب و هزار و بالاتر، عالی در نظر گرفته میشود [16]. با توجه به شیوع ویروس کووید-19 و محدودیتهای ناشی از آن، این تعداد نمونه بر اساس امکانات تیم تحقیق صورت گرفت.
ملاکهای ورود برای شرکت در پژوهش عبارت بودند از: الف) رضایت داوطلبانه برای شرکت در پژوهش؛ ب) عدم سوءمصرف مواد و ملاکهای خروج شامل عدم تکمیل پرسشنامه پس از دریافت آن و دادههای مفقودی بالای بیست سؤال بود. جهت جمعآوری دادهها از ابزارهای زیر استفاده شد:
مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد
این مقیاس شامل 23 گویه است که توسط فرانسیس و همکاران [7] ساخته شده است. گویههای CompACT در مقیاس لیکرت هفت درجهای از صفر (کاملاً مخالف) تا شش (کاملاً موافق) نمرهگذاری میشود.
درمان پذیرش و تعهد سه خردهمقیاس دارد: خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، خردهمقیاس آگاهیِ رفتاری و خردهمقیاس اقدام ارزشمند. نمرات از طریق مجموع پاسخها به هریک از سه خردهمقیاس به دست میآید. دوازده گویه قبل از جمع شدن، نمرهگذاری معکوس میشوند (گویههای دو، سه، چهار، شش، هشت، نه، یازده، دوازده، پانزده، شانزده، هجده و نوزده). خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه از مجموع نمرات گویههای دو (معکوس)، چهار (معکوس)، شش (معکوس)، هشت (معکوس)، یازده (معکوس)، سیزده، پانزده (معکوس)، هجده (معکوس)، بیست و 22 به دست میآید.
دامنه نمرات این خردهمقیاس از صفر تا شصت است و نمرات بالاتر نشاندهنده گشودگیِ بیشتر نسبت به تجارب (تمایل به تجربه وقایع درونی افکار، احساسات، حواس و...) بدون تلاش برای کنترل یا اجتناب از آنها است. خردهمقیاس آگاهیِ رفتاری از مجموع نمرات گویههای سه (معکوس)، نُه (معکوس)، دوازده (معکوس)، شانزده (معکوس) و نوزده (معکوس) به دست میآید. دامنه نمرات این خردهمقیاس از صفر تا سی است و نمرات بالاتر نشاندهنده آگاهیِ رفتاری بیشتر است (توجه آگاهانه به اقدامات فعلی). خردهمقیاس اقدام ارزشمند از مجموع نمرات گویههای 1، 5، 10، 14، 17، 21 و 23 حاصل میشود. دامنه نمرات از 0 تا 48 است. نمرات بالاتر در این خردهمقیاس حاکی از مشارکت بیشتر در اقدامات ارزشمند است (فعالیتهای معنادار).
نمره کل مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد از 0 تا 138 است. نمرات بالاتر نشاندهنده انعطافپذیری روانشناختی بالاتری است. میانگین همبستگی بین گویههای درمان پذیرش و تعهد از در پژوهش فرانسیس و همکاران در محدوده توصیهشده برای همسانی درونی بود.
همه خردهمقیاسها سطح بالایی از همسانی درونی را نشان دادند. عامل یک: گشودگی نسبت به تجربه (هشت گویه مربوط به پذیرش و دو گویه مربوط به عدم آمیختگی با آلفای کرونباخ 90/0، عامل دو: آگاهیِ رفتاری (پنج گویه مربوط به تماس لحظه به لحظه با حال / توجه آگاهی با آلفای کرونباخ 87/0) و عامل سه: اقدام ارزشمند (هشت گویه مربوط به اقدام ارزشمند و متعهدانه با آلفای کرونباخ 90/0) نتایج آلفای کرونباخ حاصل از این خردهمقیاسها بود. همچنین آلفای کرونباخ کلی مربوط به این مقیاس برابر با 91/0 بود.
اعتبار همگرای این مقیاس نیز با پرسشنامه پذیرش و عمل دو بررسی شد که از اعتبار خوبی برخوردار بود (79/0=r). همچنین همبستگی خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند با پرسشنامه پذیرش و عمل دو به ترتیب برابر با (78/0=r)، (50/0=r) و (41/0=r) بود. (78/0=r)، اعتبار افتراقی نیز با فرم کوتاه مقیاس مارلو کراون مطلوبیت اجتماعی سنجیده شد که نشان عدم همبستگی آنها با هم (03/0-01/0-= rs) داشت. اعتبار همزمان نیز با تمام سه خردهمقیاس پرسشنامه استرس اضطراب افسردگی همبستگی مثبت بالایی (65/0-57/0=rs) داشت و همبستگی نیرومندی (65/0=r) با خردهمقیاس افسردگی به دست آمد.
همچنین از بین خردهمقیاسهای درمان پذیرش و تعهد، خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، همبستگی نیرومندی (55/0-53/0=rs) با پرسشنامه استرس اضطراب افسردگی داشت. علاوه بر این، درمان پذیرش و تعهد با خردهمقیاس سلامت روانی فرم کوتاه پایش سلامت همبستگی منفی بالا (67/0-= r) و همبستگی کم، اما معناداری (23/0-= r) با خردهمقیاس سلامت فیزیکی داشت. افزون بر این، از بین خردهمقیاسهای CompACT، خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه همبستگی نیرومندی با خردهمقیاسهای سلامت روانی و فیزیکی به دست داد.
پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم
این پرسشنامه به وسیله بنُد و همکاران [10] ساخته شده است. یک نسخه ده مادهای از پرسشنامه اصلی است و پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه اول که به وسیله هیز ساخته شده بود. این پرسشنامه سازهای را میسنجد که به تنوع، پذیرش، اجتناب تجربی و انعطافپذیری روانشناختی برمیگردد. نمرات بالاتر نشاندهنده انعطافپذیری روانی بیشتر است. مشخصات روانسنجی نسخه اصلی بدین شرح است: نتایج ۲۸۱۶ شرکتکننده در طول شش نمونه نشان داد که این ابزار پایایی، روایی و اعتبار سازه رضایتبخشی دارد.
میانگین ضریب آلفا 84/0 (78/0-88/0) و پایایی بازآزمایی در فاصله سه و دوازده ماه به ترتیب 81/0 و 79/0 به دست آمد. نتایج نشان داد که پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم به صورت همزمان، طولی و افزایشی دامنهای از نتایج از سلامت ذهنی تا میزان غیبت از کار را پیشبینی میکند که همسان با نظریه زیربنایی آن است. این ابزار همچنین اعتبار تمییزی مناسبی را نشان میدهد. به نظر میرسد پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم مفهوم مشابه با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه اول را اندازه میگیرد، اما ثبات روانسنجی بهتری دارد [10]. در ایران عباسی و همکاران [17] همسانی درونی این ابزار را بین 71/0 تا 89/0 گزارش کردند.
مقیاس دشواری در تنظیم هیجان
این ابزار شامل شانزده گزاره است که توسط بیوبرگ و همکاران [18] بر اساس پرسشنامه 36 سؤالی و اصلی دشواری در تنظیم هیجان [19] تدوین شد. درواقع، این ابزار نسخه کوتاهشده مقیاس دشواری در تنظیم هیجان 36 سؤالی است. برای امتیازبندی هر گویه بر اساس طیف پنج درجهای لیکرت، بین یک تا پنج (تقریباً هرگز، گاهی اوقات، تقریباً در نیمی از مواقع، بیشتر اوقات و تقریباً همیشه) به هر گویه تعلق میگیرد.
این مقیاس از پنج عامل اصلی عدم پذیرش پاسخهای هیجانی، دشواری در کنترل تکانهها، دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان، دشواری در انجام رفتارهای هدفمند، عدم وضوح هیجانی تشکیل شده است. گویههای یک و دو. مربوط به عدم وضوح هیجانی، گویههای سه، هفت و پانزده مربوط به دشواری در انجام رفتار هدفمند، گویههای چهار، هشت و یازده مربوط به دشواری در کنترل تکانهها، گویههای پنج، شش، دوازده، چهارده و شانزده مربوطه به دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان، گویههای نُه، ده و سیزده مربوط به عدم پذیرش پاسخهای هیجانی هستند.
همسانی درونی این پرسشنامه در پژوهش بیوبرگ و همکاران [18]، به روش آلفای کرونباخ 92/0 به دست آمد. همچنین پایایی این پرسشنامه به روش بازآزمایی 85/0 گزارش شد [18]. علاوه بر این، روایی همزمان این مقیاس بر اساس همبستگی این پرسشنامه با پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس 56/0، با پرسشنامه حساسیت اضطرابی 57/0 و با پرسشنامه پذیرش و عمل 72/0 به دست آمده است.
این پرسشنامه در ایران توسط اکبری و همکاران [20] هنجاریابی شده است که روایی واگرای این پرسشنامه از طریق بررسی همبستگی آن با انعطافپذیری روانشناختی برابر 52/0- به دست آمد و روایی همگرای آن با افسردگی، اضطراب و استرس به ترتیب برابر 63/0، 44/0 و40/0 به دست آمد. همچنین پایایی این پرسشنامه از طریق محاسبه ضریب آلفای کرونباخ برابر 84/0 و به روش بازآزمایی برابر 72/0 گزارش شده است.
مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس
این مقیاس یک آزمون 21 سؤالی است که توسط لوویبوند و همکاران [21] تدوین شده و علائم افسردگی، اضطراب و استرس را در مقیاس چهار درجهای از نمره صفر تا سه میسنجد. این آزمون از سه خردهمقیاس افسردگی، اضطراب و استرس تشکیل شده است. نمره فرد در هر مقیاس بر حسب هفت گویه مختص آن مقیاس سنجیده میشود. این مقیاس، یکی از ابزارهای معتبر برای سنجش نشانههای عواطف منفی قلمداد میشود [21].
در ایران شهابی و همکاران [22]، نسخه فارسی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس را تهیه کرده و آن را اعتباریابی کردهاند. پایایی درونی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با استفاده از آلفای کرونباخ محاسبه شد و این نتایج به دست آمد: 77/0 برای مقیاس افسردگی، 79/0 برای مقیاس اضطراب و 78/0 برای مقیاس تنیدگی. برای بررسی اعتبار ملاک مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس، از اجرای همزمان پرسشنامههای افسردگی بک، اضطراب زانگ و تنیدگی ادراکشده استفاده شد. همبستگی زیرمقیاس افسردگی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون افسردگی بک 70/0، همبستگی زیرمقیاس اضطراب مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون اضطراب زانگ 67/0 و همبستگی مقیاس تنیدگی مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس با آزمون تنیدگی ادراکشده 49/0 گزارش شد. تحلیل عاملی نیز ساختار سه عاملی این پرسشنامه را تأیید کرد.
روش اجرا: پس از ترجمه فارسی قیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد، ابتدا نسخه ترجمهشده با همکاری یکی از متخصصان روانشناسی بررسی و اصلاح شد. سپس برای اطمینان بیشتر در مورد صحت ترجمه و مطابقت دو نسخه انگلیسی و فارسی در اختیار دو نفر از متخصصان زبان انگلیسی قرار داده شد تا با استفاده از روش ترجمه معکوس آن را به فارسی برگردانند.
بدین ترتیب، پس از چند مرحله بررسی، بازبینی و اعمال تغییرات و اصلاحات و تأیید نهایی، بررسی پایایی و روایی فارسی قیاس سنجشِ جامعِ فرایند درمان پذیرش و تعهد در پژوهش حاضر آغاز شد. پس اتمام مراحل مربوط به ترجمه پرسشنامه و تأیید آن با طراحی پرسشنامهها در فضای گوگل فرم، به انتشار لینک آن در برنامههای واتساپ، تلگرام و اینستاگرام اقدام و پاسخها از این طریق جمعآوری شد.
به منظور کنترل اثر ترتیب و خستگی، مقیاسها به تناسب با ترتیبهای متفاوت طبقهبندی شده بودند. به منظور تحلیل دادهها از روش تحلیل عاملی تأییدی (برای بررسی روایی سازه مشترک جامعه ایرانی با جامعه اصلی پرسشنامه) با استفاده از نرمافزار LISREL 8/8 و ضرایب همبستگی پیرسون (برای به دست آوردن روایی همگرا) با استفاده از نرمافزارSpss نسخه 22 استفاده شد.
یافتهها
در این پژوهش، بیشترین طبقه سنی مربوط به شرکتکنندگان 18 الی 22 ساله با تعداد 53 نفر بود که 21 درصد را دربرمیگرفت. همچنین بیشترین تعداد با 140 نفر (55 درصد) مربوط به جنس مؤنث بود. تعداد جنس مذکر نیز 116 نفر (45 درصد) بود. علاوه بر این، بیشترین توزیع تحصیلات مربوط به لیسانس با تعداد 66 نفر (26 درصد) بود و کمترین توزیع تحصیلات مربوط به دکتری با تعداد 32 نفر و 13 درصد بود.
در جدول شماره 1، میانگین و انحراف معیار نمرات مقیاس سنجش جامع فرایند درمان پذیرش و تعهد ارائه شده است. همانطور که مشاهده میشود میانگین و انحراف معیار مقیاس درمان پذیرش و تعهد در خردهمقیاس گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب برابر با 33/2±76/16، 34/2±11/14و 47/2±43/16 به دست آمد. همچنین میانگین و انحراف معیار نمره کلی درمان پذیرش و تعهد 49/3±22/18 به دست آمد.
جهت بررسی روایی سازه و میزان انسجام درونی پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد با خردهمقیاسهای آن، ضرایب همبستگی بین خردهمقیاسها و نمره کل محاسبه شد. همانگونه که در جدول شماره 2 مشاهده میشود تمام خردهمقیاسها با نمره درمان پذیرش و تعهد رابطه معناداری دارند. همچنین خردهمقیاسها نیز دو به دو رابطه معناداری با یکدیگر دارند. در مجموع، الگوی ضرایب همبستگی بین خردهمقیاسها در جدول شماره 2 نشان میدهد که روابط درونی خوبی بین خردهمقیاسها وجود دارد.
در جدول شماره 3، نتایج همبستگی با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم، مقیاس دشواری در تنظیم هیجان، پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس ارائه شده است. نمره کلی درمان پذیرش و تعهد با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم (001/P<0، 62=r)، بدتنظیمی هیجان (001/P<0، 53/0-=r) و افسردگی، اضطراب، استرس (001/P<0، 54/0-=r) رابطه منفی و معنادار و با پرسشنامه پذیرش و عمل رابطه مثبت (001/P<0، 62/=r0) و معنادار دارد. علاوه بر این، رابطه معنادار و منفی بین خردهمقیاسهای و بدتنظیمی هیجان، افسردگی، اضطراب، استرس وجود دارد (001/P<0).
برای بررسی میزان برازش مدل آزمونشده از شاخصهای معرفیشده توسط کلاین استفاده شد. این شاخصها شامل X2/d.f که مقادیر کمتر از 9/0 قابل پذیرش هستند، شاخص نیکویی برازش، شاخص برازش تطبیقی که مقادیر بیشتر از 9/0 نشانگر برازش مناسب الگو هستند، شاخص نیکویی برازش تعدیلیافته که مقادیر بیشتر از 8/0 قابلقبول هستند، شاخص برازش ایجاز که مقادیر بیشتر از 6/0 نشانگر برازش مناسب الگوی هستند و مجذور میانگین مربعات خطای تقریب که مقادیر کمتر از 08/0 نشانگر برازش مناسب الگوی هستند. در جدول شماره 4، شاخصهای برازش الگوی آزمونشده گزارش شدهاند که با توجه به معیارهای مطرحشده، الگوی آزمونشده برازش مناسبی با دادههای گردآوریشده دارد.
در جدول شماره 5، ضرایب لامبدای y ارائه شده است. همانطور که مشاهده میشود، تمام ضرایب لامبدای y مقادیر بالایی دارند. آزمون معناداری تی نشان میدهد که تمام ضرایب مسیر با بارهای عاملی بهدستآمده معنادار هستند.
به منظور بررسی همسانی درونی پرسشنامه، آلفای کرونباخ محاسبه شد. بر اساس نتایج مندرج در جدول شماره 6، ضرایب آلفای کرونباخ پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد برای کل مقیاس 89/0 و برای خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب ضریب آلفای کرونباخ برابر با 91/0، 88/0 و 85/0 به دست آمد.
همچنین ضریب بازآزمایی پرسشنامه درمان پذیرش و تعهد با فاصله چهار هفته برای کل مقیاس 80/0 و برای خردهمقیاسهای گشودگی نسبت به تجربه، آگاهیِ رفتاری و اقدام ارزشمند به ترتیب 89/0، 78/0 و 79/0 به دست آمد. در مجموع نتایج جدول شماره 6 نشان میدهد که ضرایب آلفای کرونباخ و بازآزمایی بهدستآمده برای کل مقیاس خردهمقیاسهای آن از نظر روانسنجی مطلوب هستند.
بحث
هدف از پژوهش حاضر، بررسی ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بود. به منظور بررسی روایی سازه، نتایج تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که 23 سؤال، دارای بار عاملی بالا با سه مؤلفه آگاهی رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه است. این یافته با نتایج پژوهش فرانسیس و همکاران [7] مبنی بر سه عاملی بودن این مقیاس همسو است.
به عبارت دیگر، یافتههای تحلیل عاملی تأییدی نشان داد که دادهها با یک مدل سه عاملی برازش مناسب دارد که این یافته با نتایج قبلی همسو بود. همسانی درونی گویههای خردهمقیاسهای پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد بر حسب ضرایب آلفای کرونباخ محاسبه و تأیید شد. این یافته نیز با نتایج پژوهش فرانسیس و همکاران [7] همسو است.
پایایی بازآزمایی پرسشنامه نیز بر حسب محاسبه ضرایب همبستگی بین نمرههای آزمودنیها با فاصله چهار هفته برای خردهمقیاسهای آگاهیِ رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه در سطح 001/0>P معنادار محاسبه شد. این ضرایب نشاندهنده پایایی بازآزمایی رضایتبخش پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد است.
این یافتهها با نتایج پژوهشهای قبلی در مورد ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد همسو است. روایی همگرا و تشخیصی (افتراقی) پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد از طریق اجرای همزمان پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دوم (AAQ-II)، مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس (DASS-21) و پرسشنامه دشواری در تنظیم هیجان در مورد آزمودنیها محاسبه شد.
ضرایب همبستگی نمرههای آزمودنیها در خردهمقیاسهای سهگانه پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد با شاخصهای افسردگی، اضطراب، استرس منفی و معنادار بود. به عبارت دیگر، با افزایش انعطافپذیری روانشناختی افسردگی، اضطراب، استرس مییابد. این یافتهها همسو با پژوهشهای دیگر است.
دیویس و همکاران [23] نشان دادند انعطافپذیری روانشناختی در روابط بین اثرات داروی روانگردان حاد و افسردگی و اضطراب نقش میانجی دارد. همچنین یافتههای حاصل از پژوهش تریندید و همکاران [24] نشان داد انعطافپذیری روانشناختی بر ارتباط بین درماندگی آموختهشده و نشانهشناسی افسردگی تأثیر تعدیلکننده دارد. همچنین پژوهشهای دیگر حاکی از ارتباط بین انعطافپذیری روانشناختی با پریشانی روانشناختی [25] و اضطراب [26] است.
همچنین نتایج نشان داد که بین انعطافپذیری روانشناختی و دشواری در تنظیم هیجان رابطه منفی و معنادار وجود دارد. به عبارت دیگر، با افزایش انعطافپذیری روانشناختی به همان میزان دشواری در تنظیم هیجان کاهش مییابد، یعنی به هر میزان که افراد آگاهیِ رفتاری، گشودگی نسبت به تجربه و اقدام متعهدانه را در موقعیتهای مختلف داشته باشند، قدرت تنظیم هیجان بالاتری خواهند داشت و در ابعاد مخلتف بدتنظیمی هیجان عدم وضوح هیجانی، دشواری در انجام رفتارهای هدفمند، دشواری در کنترل تکانهها، دسترسی محدود به راهبردهای مؤثر تنظیم هیجان و عدم پذیرش پاسخهای هیجانی نمرات پایینتری خواهند گرفت.
به عبارت دیگر، افرادی که در تنظیم هیجان دچار مشکل هستند، یعنی هیجان آنها وضوح کمی دارد، در انجام رفتار هدفمند با مشکلاتی مواجه هستند، کنترل تکانهها برایشان مشکل است، در استفاده از راهبردهای مناسب و مؤثر با محدودیتهایی مواجه هستند، انعطافپذیری روانشناختی پایینی از خود نشان میدهند. این نتایج همسو با پژوهش دوبِی و همکاران [27] و کوبوس سانچز همکاران [28] است. نتایج حاصل از این پژوهش نشان داد که افرادی که دارای انعطافپذیری روانشناختی پایینی بودند، دچار بدتنظیمی هیجانی بودند.
همچنین یافتههای مطالعه گونزالس فرناندز و همکاران [29] نیز مؤید این نتایج و همسو با این یافتهها است. در این پژوهش نیز نتایج بهدستآمده نشان میدهد انعطافناپذیری روانشناختی رابطه بین راهبردهای تنظیم هیجان و اضطراب و پریشانی را میانجیگری میکند.
نتیجهگیری
در مجموع نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی نشان داد پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد از 23 گویه و سه عامل تشکیل شده است. اگرچه نسخه دوم پرسشنامه پذیرش و عمل بهطور گستردهای استفاده میشود، با این حال، پژوهشی در رابطه با سنجش ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد که جامعتر از پرسشنامه قبلی است، وجود ندارد. (تصاویر شماره 1 و 2).
علاوه بر این، ساختار عاملی که توسط فرانسیس و همکاران [7] گزارش شده مشابه یافتههای پژوهش حاضر است. پس از بررسی ساختار ابزار با استفاده از تحلیل عاملی، مدل تأییدی آن نیز بررسی شد. شاخصهای برازش بهدستآمده نشان داد که مدل مورد نظر مورد تأیید قرار میگیرد. با توجه به اینکه یکی از روشهای بررسی روایی سازه، استفاده از تحلیل عاملی است، درنتیجه میتوان بیان کرد که با توجه به تأیید عاملهای پرسشنامه سنجش جامع فرایندهای درمان پذیرش و تعهد، این ابزار واجد روایی سازه است. نتایج این پژوهش به ادبیات مربوط به مفهومپردازی انعطافپذیری روانشناختی کمک میکند و از درمان پذیرش و تعهد به عنوان مقیاس سنجش انعطافپذیری روانشناختی حمایت مقدماتی فراهم میکند.
با این حال، نتایج پژوهش حاضر در تأیید پایایی و روایی درمان پذیرش و تعهد با محدودیتهای خاص مقدماتی بودن این مشخصهها همراه است. این محدودیتها، بهویژه در حوزه بررسی انواع روایی یک مقیاس که فرایندی مستمر است، بیشتر آشکار میشود. پژوهش حاضر به صورت نمونهگیری در دسترس و از طریق فراخوان اینترنتی اجرا شد
پیشنهاد میشود به منظور تکمیل روند اعتباریابی پژوهشهای متعددی در سایر مناطق جغرافیایی کشور انجام شود. علاوه بر این، پژوهشهای مربوط به ویژگیهای روانسنجی درمان پذیرش و تعهد در مورد نمونههای مختلف بهنجار و بالینی نیز گامهای دیگری است که باید برداشته شوند تا بتوان مقدمات لازم برای هنجاریابی درمان پذیرش و تعهد را به عنوان فرایندی متمایز از اعتباریابی در آینده فراهم خواهد ساخت.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این مطالعه دارای مصوبه کمیته اخلاق دانشگاه محقق اردبیلی با کد IR.UMA.REC.1400.046 است.
حامی مالی
معاونت محترم تحقیقات و فناوری دانشگاه محقق اردبیلی حامی مالی این مقاله بوده است.
مشارکت نویسندگان
تمام نویسندگان در طراحی، اجرا و نگارش همه بخشهای پژوهش حاضر مشارکت داشتهاند.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان هیچگونه تعارض منافعی در این مقاله وجود نداشته است.
نوع مطالعه: مقاله پژوهشي |
موضوع مقاله:
روانشناسی
دریافت: 1400/10/11 | پذیرش: 1400/11/5 | انتشار: 1400/11/10
دریافت: 1400/10/11 | پذیرش: 1400/11/5 | انتشار: 1400/11/10
فهرست منابع
1. Byrne G, Ghráda ÁN, O'Mahony T, Brennan E. A systematic review of the use of acceptance and commitment therapy in supporting parents. Psychol Psychother. 2021; 94 (Suppl 2):378-407. [PMID] [DOI:10.1111/papt.12282]
2. Han A, Yuen HK, Jenkins J. Acceptance and commitment therapy for family caregivers: A systematic review and meta-analysis. J Health Psychol. 2021; 26(1):82-102. [DOI:10.1177/1359105320941217] [PMID] [DOI:10.1177/1359105320941217]
3. Thompson EM, Destree L, Albertella L, Fontenelle LF. Internet-based acceptance and commitment therapy: A transdiagnostic systematic review and meta-analysis for mental health outcomes. Behav Ther. 2021; 52(2):492-507.[DOI:10.1016/j.beth.2020.07.002] [PMID] [DOI:10.1016/j.beth.2020.07.002]
4. Vowles KE, McCracken LM, McLeod C, Eccleston C. The Chronic Pain Acceptance Questionnaire: Confirmatory factor analysis and identification of patient subgroups. Pain. 2008; 140(2):284-91. [PMID] [DOI:10.1016/j.pain.2008.08.012]
5. Lillis J, Hayes SC. Measuring avoidance and inflexibility in weight related problems. Int J Behav Consult Ther. 2007; 4(4):348-54. [DOI:10.1037/h0100865] [DOI:10.1037/h0100865]
6. Gregg JA, Callaghan GM, Hayes SC, Glenn-Lawson JL. Improving diabetes self-management through acceptance, mindfulness, and values: A randomized controlled trial. J Consult Clin Psychol. 2007; 75(2):336-43.[DOI:10.1037/0022-006X.75.2.336] [PMID] [DOI:10.1037/0022-006X.75.2.336]
7. Francis AW, Dawson DL, Golijani-Moghaddam N. The development and validation of the Comprehensive assessment of Acceptance and Commitment Therapy processes (CompACT). J Contextual Behav Sci. 2016; 5(3):134-45. [DOI:10.1016/j.jcbs.2016.05.003] [DOI:10.1016/j.jcbs.2016.05.003]
8. Gámez W, Chmielewski M, Kotov R, Ruggero C, Suzuki N, Watson D. The brief experiential avoidance questionnaire: development and initial validation. Psychol Assess. 2014; 26(1): 35-45. [PMID] [DOI:10.1037/a0034473]
9. Wilson KG, Sandoz EK, Kitchens J, Roberts M. The Valued Living Questionnaire: Defining and measuring valued action within a behavioral framework. Psychol Rec. 2010; 60(2):249-72.[DOI:10.1007/BF03395706] [DOI:10.1007/BF03395706]
10. Bond FW, Hayes SC, Baer RA, Carpenter KM, Guenole N, Orcutt HK, et al. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II: A revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance. Behav Ther. 2011; 42(4):676-88. [DOI:10.1016/j.beth.2011.03.007] [PMID] [DOI:10.1016/j.beth.2011.03.007]
11. Ruiz FJ, Herrera ÁI, Luciano C, Cangas AJ. Measuring experiential avoidance and psychological inflexibility: The Spanish version of the Acceptance and Action Questionnaire-II. Psicothema. 2013; 25(1):123-9. https://www.redalyc.org/pdf/727/72725690023.pdf
12. Wolgast M. What does the Acceptance and Action Questionnaire (AAQ-II) really measure? Behav Ther. 2014; 45(6):831-9. [DOI:10.1016/j.beth.2014.07.002] [PMID] [DOI:10.1016/j.beth.2014.07.002]
13. Hooper N, Larsson A. The research journey of acceptance and commitment therapy (ACT). New York: Springer; 2015. [DOI:10.1057/9781137440174] [DOI:10.1057/9781137440174]
14. Schmalz JE, Murrell AR. Measuring experiential avoidance in adults: The Avoidance and Fusion Questionnaire. Int J Behav Consult Ther. 2010; 6(3):198-213. [DOI:10.1037/h0100908] [DOI:10.1037/h0100908]
15. Ruiz FJ. A review of Acceptance and Commitment Therapy (ACT) empirical evidence: Correlational, experimental psychopathology, component and outcome studies. Int J Psychol Psychol Ther. 2010; 10(1):125-62. [Link]
16. Mundfrom DJ, Shaw DG, Ke TL. Minimum sample size recommendations for conducting factor analyses. Int J Tes. 2005; 5(2):159-68. [DOI:10.1207/s15327574ijt0502_4] [DOI:10.1207/s15327574ijt0502_4]
17. Abasi E, Fti L, Molodi R, Zarabi H. [Psychometric properties of Persian version of acceptance and action questionnaire-II (Persian)]. Psychol Methods Model. 2013; 3(2):65-80. [Link]
18. Bjureberg J, Ljótsson B, Tull MT, Hedman E, Sahlin H, Lundh LG, et al. Development and validation of a brief version of the difficulties in emotion regulation scale: The DERS-16. J Psychopathol Behav Assess. 2016; 38(2):284-96. [DOI:10.1007/s10862-015-9514-x] [PMID] [PMCID] [DOI:10.1007/s10862-015-9514-x]
19. Gratz KL, Roemer L. Multidimensional assessment of emotion regulation and dysregulation: Development, factor structure, and initial validation of the difficulties in emotion regulation scale. J Psychopathol Behav Assess. 2004; 26(1):41-54. [Link] [DOI:10.1023/B:JOBA.0000007455.08539.94]
20. AkbariT, Pourabdol S, Gharibzadeh R. Psychometric properties of the Difficulties in Emotion Regulation Scale in students: DERS-16. Research report. Ardabili: Faculty of Education and Psychology. University of Mohaghegh Ardabili; 2021.
21. Lovibond PF, Lovibond SH. The structure of negative emotional states: Comparison of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS) with the Beck Depression and Anxiety Inventories. Behav Res Ther. 1995; 33(3):335-43.[DOI:10.1016/0005-7967(94)00075-U] [DOI:10.1016/0005-7967(94)00075-U]
22. Sahebi A, Asghari MJ, Salari RS. [Validation of depression anxiety and stress scale (DASS-21) for an Iranian population (Persian)]. J Dev Psychol. 2005; 1(4):36-54. [Link]
23. Davis AK, Barrett FS, Griffiths RR. Psychological flexibility mediates the relations between acute psychedelic effects and subjective decreases in depression and anxiety. J Contextual Behav Sci. 2020; 15:39-45. [PMID] [PMCID] [DOI:10.1016/j.jcbs.2019.11.004]
24. Trindade IA, Mendes AL, Ferreira NB. The moderating effect of psychological flexibility on the link between learned helplessness and depression symptomatology: A preliminary study. J Contextual Behav Sci. 2020; 15:68-72. [DOI:10.1016/j.jcbs.2019.12.001] [DOI:10.1016/j.jcbs.2019.12.001]
25. McAteer G, Gillanders D. Investigating the role of psychological flexibility, masculine self‐esteem and stoicism as predictors of psychological distress and quality of life in men living with prostate cancer. Eur J Cancer Care. 2019; 28(4):e13097. [PMID] [DOI:10.1111/ecc.13097]
26. Gallego A, McHugh L, Villatte M, Lappalainen R. Examining the relationship between public speaking anxiety, distress tolerance and psychological flexibility. J Contextual Behav Sci. 2020; 16:128-33. [DOI:10.1016/j.jcbs.2020.04.003] [DOI:10.1016/j.jcbs.2020.04.003]
27. Dubey N, Podder P, Pandey D. Knowledge of COVID-19 and its influence on Mindfulness, Cognitive Emotion Regulation and Psychological Flexibility in the Indian community. FrontPsychol. 2020; 11:589365. [PMID] [PMCID] [DOI:10.3389/fpsyg.2020.589365]
28. Cobos-Sánchez L, Flujas-Contreras JM, Becerra IG. Relation between psychological flexibility, emotional intelligence and emotion regulation in adolescence. Curr Psychol. 2020; 30: 75-83. [DOI:10.1007/s12144-020-01067-7] [DOI:10.1007/s12144-020-01067-7]
29. González-Fernández S, Fernández-Rodríguez C, Mota-Alonso MJ, García-Teijido P, Pedrosa I, Pérez-Álvarez M. Emotional state and psychological flexibility in breast cancer survivors. Eur J Oncol Nurs. 2017; 30:75-83. [PMID] [DOI:10.1016/j.ejon.2017.08.006]
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
حق تالیف (کپی رایت) برای مولفان محفوظ است.
صاحب امتیاز: دانشگاه علوم پزشکی قم
ناشر: انتشارات دانشگاه علوم پزشکی قم
شاپا چاپی: 7799-1375
شاپا الکترونیک: 1375-2008
ایمیل مجله: journal@muq.ac.ir
j.muq.ac@gmail.com
