دوره 24، شماره 1 - ( بهار 1397 )                   جلد 24 شماره 1 صفحات 92-107 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Khalili N, Panjalizadeh M E, Jahani Y. Validation of the Brief Persian Version of the Affective Temperament Auto-Questionnaire TEMPS-A . IJPCP. 2018; 24 (1) :92-107
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2665-fa.html
خلیلی نوید، پنجعلی زاده محمد اسماعیل، جهانی یونس. اعتبارسنجی نسخه کوتاه فارسی پرسشنامه سرشت خلقی TEMPS-A. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1397; 24 (1) :92-107

URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2665-fa.html


1- روانپزشک، استادیار مرکز تحقیقات علوم اعصاب کرمان، پژوهشکده نوروفارماکولوژی، دانشگاه علوم پزشکی کرمان، کرمان، ایران ، Email: navidkhalili2000@yahoo.com
2- روانپزشک مرکز تحقیقات مدلسازی در سلامت، پژوهشکده آینده پژوهی در سلامت، دانشگاه علوم پزشکی کرمان، کرمان، ایران
3- دکترای آمار حیاتی، استادیار گروه آمارزیستی و اپیدمیولوژی، دانشکده بهداشت، دانشگاه علوم پزشکی کرمان، کرمان، ایران
واژه‌های کلیدی: سرشت، اختلالات خلقی، روان سنجی، ایران
متن کامل [PDF 6204 kb]   (190 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (877 مشاهده)
متن کامل:   (199 مشاهده)
مقدمه
کرپلین چهار سرشت عاطفی افسرده‌خو، شیدایی، تحریک‌پذیر و ادواری‌خویی را معرفی کرد. همچنین کرشمر مفهوم »طیف« را بین اختلالات خلقی و سرشتی مطرح کرد. بر این اساس آکیسکال و همکارانش در ممفیس، پیزا، پاریس و سن‌دیگو با ساخت مصاحبه‌ای نیمه‌ساختاریافته (TEMPS-I) برای چهار سرشت کرپلینی، سرشت‌های خلقی را کاربردی کردند [2 ،1]. در سال 1998، سرشت اضطرابی فراگیر نیز به عنوان سرشتی جدید معرفی شد [3]. پرسش‌نامه خودگزارش موجود (TEMPS-A) در سال 2005 طراحی شد و سرشت مضطرب در آن لحاظ شد [4].
از سرشت‌های خلقی به عنوان ویژگی‌های تحت بالینی اختلالات خلقی [5] و همچنین عوامل بالقوه مؤثر در گرایش به طیف دوقطبی [6] یاد شده است. یافته‌ها نشان می‌دهد این سرشت‌ها می‌تواند فرد را مستعد ابتلا به اختلالات خلقی کند [7]. علاوه بر این، رابطه بین سرشت‌های خلقی و اختلالات شخصیتی همچون شخصیت مرزی، خودشیفته، نمایشی و اجتنابی نیز نشان داده شده است [9 ،8].
تا به امروز پرسش‌نامه TEMPS-A به بیش از 25 زبان ترجمه و اعتبارسنجی شده است. مطالعات نشان می‌دهند نسخه‌های کوتاه TEMPS-A به اندازه نسخه اصلی قابلیت دارند. ضمن اینکه کوتاه‌کردن پرسش‌نامه، پذیرش پاسخ‌دهنده‌ها و دقت آنان را افزایش می‌دهد [10]. آکیسکال، نویسنده پرسش‌نامه TEMPS-A 110 سؤالی، طی تحلیل عامل، نسخه کوتاه 39سؤالی از آن به دست آورد که نشان داده است می‌تواند جمعیت‌های مختلف در میان بیماران اختلال خلقی و افراد کنترل عادی را تشخیص دهد [11]. همچنین از این میان می‌توان به نسخه 35سؤالی در آلمان [12]، نسخه 45سؤالی در برزیل [10] و نسخه 18سؤالی در ژاپن [13] اشاره کرد. هدف اصلی این مطالعه بررسی روایی نسخه کوتاه فارسی TEMPS-Aبر اساس تجربه مشابه در کشورهای دیگر است. بر اساس تجربه محققان دیگر، تصمیم گرفته شد فرمی کوتاه با حداکثر 8سؤال برای هر خرده‌مقیاس ایجاد کنیم. هدف دیگر این پژوهش بررسی پراکندگی نسبی هر سرشت در جمعیت عمومی ایران است. 
روش
این مطالعه به روش مقطعی و در سال ۱۳۹۴ انجام شد. جامعه آماری مدنظر در این مطالعه جمعیت عمومی ایران بوده است. در تحلیل عامل اکتشافی معمولاً به ازای هر سؤال پرسش‌نامه، حداقل پنج نمونه توصیه می‌شود. همچنین حجم نمونه‌های 500 نفر یا بیشتر در تحلیل، عامل مناسبی تلقی می‌شود [15 ،14]. نمونه این مطالعه شامل 694 دانشجوی از نظر بالینی سالم در دانشگاه باهنر کرمان بود که از طریق نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌بندی‌شده تعیین شدند. 42/9 درصد (292 نفر) از شرکت‌کنندگان مرد و 57/1 درصد (396 نفر) زن بودند. متوسط سن دانشجویان زن 23/04 با انحراف معیار 2/61 و متوسط سن شرکت‌کنندگان مرد 23/37 با انحراف معیار 2/46 بود. اگرچه شرکت‌کنندگان از شهرهای مختلف ایران بودند، 70درصد آن‌ها اهل دو استان جنوب شرقی کرمان و سیستان و بلوچستان بودند.
 شرکت‌کنندگان از 10 رشته تحصیلی متفاوت بودند: ادبیات (14/4درصد، 100 نفر)، تربیت بدنی (2درصد، 14 نفر)، حقوق (4درصد، 28 نفر)، ریاضیات (5/9 درصد،41 نفر)، علوم (10/1درصد، 70 نفر)، مدیریت (5/9 درصد،41 نفر)، مهندسی (32/1 درصد، 223 نفر)، کشاورزی (13/5 درصد، 94 نفر) و فیزیک (4 درصد، 28 نفر). با وجود اینکه این نمونه ممکن است از نظر سطح تحصیلات با جمعیت کلی ایران متفاوت باشد، با توجه به دولتی‌بودن دانشگاه باهنر کرمان، از نظر وضعیت اقتصادی‌اجتماعی و نسبت جمعیت روستایی به شهری متناسب با میانگین جمعیت ایرانیان به نظر می‌رسد. افراد با اختلالات روانی عمده با دو سؤال که سابقه اختلال اعصاب و روان و مصرف طولانی مدت داروی اعصاب را بررسی می‌کرد، از مطالعه حذف شدند. داوطلبانی که اطلاعات را جمع‌آوری می‌کردند، برای تشخیص اختلالات روانی از این طریق، آموزش‌های لازم را کسب کردند. تمامی مصاحبه‌کنندگان روان‌شناس بودند. از 706 شرکت‌کننده که پرسش‌نامه‌ها را کامل کردند، داده‌های 12 دانشجو به دلیل اطلاعات ازدست‌رفته در10درصد یا بیشتر از سوال‌هایشان حذف شد. دیگر داده‌های ازدست‌رفته با استفاده از روش انتساب چندگانه برآورد شد. حداکثر تعداد شرکت‌کنندگانی که به یک سؤال پاسخ نداده بودند، یک درصد بود. هیچ اطلاعات شخصی از افرادی که پرسش‌نامه را کامل کردند، نگهداری نشده است.
ترجمه پرسش‌نامه
یکی از نویسندگان مسلط به زبان انگلیسی و ترجمه، نسخه اصل انگلیسی TEMPS-A را به فارسی ترجمه کرد و دو مترجم دیگر بازترجمه (بازگردان) آن به انگلیسی را انجام دادند. سازنده پرسش‌نامه و مترجم صحت و انطباق ترجمه با نسخه اصلی را بررسی کردند. درباره اختلافات بحث شد، اختلافات بررسی شدند و در نهایت اجماع حاصل شد. برای اطمینان از شناخته‌شده‌بودن کلمات و آسان‌بودن دستور زبان، نسخه فارسی پرسش‌نامه در طول فرایند تکرارشونده‌ای شامل بازخورد محققان، پزشکان بالینی و داوطلبان تحقیق تصحیح شد. 
پرسش‌نامه TEMPS-A شامل 110 پرسش (بله/خیر) در پنج زیرمقیاسِ شامل سرشت‌های‌های افسرده‌خویی (سؤالات 1 تا 22)، ادواری‌خویی (سؤالات23 تا 42)، هیپرتایمیک (سؤالات43 تا 63)، تحریک‌پذیر (سؤالات64 تا 84) و مضطرب (سؤالات 85 تا110) است. این نسخه اصلی آلفای کرونباخ بین 0/67 (سرشت مضطرب) و 0/91 (سرشت ادواری‌خویی) را نشان داده است. 
پایایی آزمون‌بازآزمون با بررسی 30 دانشجوی دانشگاهی که سلامت بالینی خوبی داشتند، با فاصله دو هفته با روش نمونه‌گیری طبقه‌ای به دست آمد. بررسی سؤالات نشان می‌دهد نمره کاپای 6 سؤال کمتر از 0/4 است. این سؤالات، شامل سؤالات 37،42،43،80،82،83 می‌شود که به ترتیب نمره کاپای 0/1 ،0/29 ،0/37 ،0/27 ،0/39 ،0/29 را به دست آوردند. با توجه به تعداد کم این سؤالات، هیچ‌کدام از تحقیق حذف نشدند.
زیرمقیاس‌های نسخه فارسی پرسش‌نامه TEMPS-A با تحلیل عامل اکتشافی با روش مؤلفه اصلی  و دوران واریماکس به دست آمد. بر اساس مبانی نظری پرسش‌نامه TEMPS-A و همچنین تجارب کلی به‌دست‌آمده از نسخه‌های بین‌المللی این مقیاس، ابتدا راه حلی پنج عاملی به کار گرفته شد. تصمیم گرفته شد چنانچه این راه حل نتایج مختلطی نشان داد، از راه حل‌های دیگر استفاده شود. بر اساس تجارب نسخه‌های کوتاه‌شده قبلی، حداکثر هشت جزء برای هر زیرمقیاس در نظر گرفته شد. برای به حداکثر رساندن قدرت افتراق، هر جزء در صورتی به یک عامل اختصاص می‌یافت که بارعاملی آن بزرگ‌تر از 0/34 برای آن عامل و کمتر یا مساوی 0/28 برای دیگر عوامل بود. اگر تعداد سؤالات یک عامل اجازه می‌داد، سؤالاتی که بار عاملی بیش از 0/28 برای دیگر عوامل داشتند، در آن عامل باقی می‌ماندند. پس از حذف سؤالاتی که از لحاظ معنایی، ارتباطی با زیرمقیاس‌ها نداشتند، اگر بیش از هشت سؤال در هر زیرمقیاس باقی بود، سؤالاتی که بار عاملی کمتری در آن زیرمقیاس داشتند، حذف می‌شدند. سوال‌هایی که بر خلاف نسخه اصلی برای یک زیرمقیاس دیگر بار عاملی پیدا کردند، در صورتی که از نظر معنایی به طور منطقی با آن زیرمقیاس ارتباط داشتند، به زیرمقیاس جدید اختصاص می‌یافتند. 
سازگاری درونی برای هریک از زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی با استفاده از آلفای کرونباخ بررسی شد [16]. برای هر زیرمقیاس 100 امتیاز به طور مساوی بین سوال‌ها تقسیم شد. همبستگی بین زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه‌شده فارسی با استفاده از ضریب همبستگی پیرسون بررسی شد. میانگین، میانه و صدک دهم و نودم و همچنین برآوردهای کشیدگی و چولگی در هر دو جنسیت برای زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A به صورت جداگانه محاسبه شدند. تفاوت‌های بین دو جنس از لحاظ زیرمقیاس‌ها از طریق آزمون یومان ویتنی بررسی شدند. z-score برای هر عامل، فراوانی پاسخ‌دهندگان بالای یک انحراف معیار و دو انحراف معیار را بررسی کرد. بین زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی و معادل آنان از نسخه 110 سؤالی اصلی، ضرایب همبستگی پیرسون محاسبه شدند. داده‌ها با نرم‌افزار SPSS نسخه ۲۲ تحلیل شده‌اند.
این مطالعه به تأیید کمیته اخلاق دانشگاه علوم پزشکی کرمان رسیده است و تمامی شرکت‌کنندگان رضایت‌نامه کتبی را امضا کردند. 
یافته‌ها
ساختار عاملی نسخه کوتاه شده TEMPS-A

تحلیل عامل اکتشافی (روش مؤلفه اصلی، دوران واریماکس) با استفاده از راه حلی پنج‌عاملی به کار گرفته شد. چنانکه در جدول شماره 1 ملاحظه می‌شود، سوال‌های 20، 35، 63، 65، 67، 76، 78، 80، 93، 95، و 104 برای عامل «تحریک پذیر« بار عاملی پیدا کردند.  سوال‌های 20، 35، 63، 95، و 104 که در اصل برای دیگر سرشت ها بودند، حذف شدند. سوال 93 اگرچه در اصل متعلق به سرشت اضطرابی است ، به علت تشابه بین مفهوم استرس و تحریک‌پذیری واحتمال لرزش دستان در هر دو حالت باقی ماند. عامل »تحریک‌پذیر« با سوال‌های 65، 67، 76، 78، 80، و 93، میزان 5/1 درصد از واریانس کل را به خود اختصاص داد.




 
عامل »مضطرب« برای سوال‌های 26، 41، 56، 64، 66، 68، 71، 94، 96، 101 و 107 بار عاملی پیدا کرد.  سوال‌های 26 و 41 که در اصل برای سرشت ادواری‌خویی بودند و سوال 56 که در اصل برای سرشت شیداخویی بود و سوال‌های 68 و 71 با محتوای تحریک‌پذیر، به نظر با عامل اضطرابی نامرتبط بودند و حذف شدند. سوال‌های 64 و 66 که در اصل برای سرشت تحریک‌پذیر بودند و در عین حال می‌توانستند با سرشت مضرب نیز مرتبط باشند، باقی ماندند. عامل »مضطرب« شامل سوال‌های 64، 66، 94 و 96، 101 و 107، به میزان 4/85درصد از واریانس کل را به خود اختصاص داد. 
سوال‌های 1، 2، 4، 5، 6، 7، 13، 15، 23، 28، 29، 30، 32، 34، 88 و 90 برای عامل «افسرده‌خویی» بار عاملی پیدا کردند. در میان آن‌ها سوال‌های 23، 29، 30 و 34 صفات ادواری‌خویی را از خود نشان می‌دادند و سوال‌های 88 و 90 که در اصل برای سرشت مضطرب بودند، حذف شدند. سوال‌های 28 و 32 اگرچه در اصل متعلق به زیرمقیاس ادواری‌خویی هستند، عمدتاً نیمه افسرده‌خویی آن‌ها پررنگ‌تر بود و در نتیجه، باقی ماندند. سوال‌های 7 و 15 اگرچه در اصل متعلق به زیرمقیاس افسرده‌خویی بودند، به دلیل بار عاملی کمتر آن‌ها در مقایسه با دیگر سوال‌ها، محدودیت حداکثر هشت‌سؤالی برای هر زیرمقیاس و همپوشانی معنایی نسبی آن‌ها با سرشت‌های دیگر حذف شدند. عامل افسرده‌خویی شامل سوال‌های 1، 2، 4، 5، 6، 13، 28 و 32 بود مقدار 4/8 درصد از واریانس کل را به خود اختصاص داد.
سوال‌های 10، 25، 27، 39، 40، 55، 57، 70، 72، 85، 87، 100 و 102 برای عامل »ادواری‌خویی« بار عاملی پیدا کردند. از این میان، سوال 10 که تنها به جنبه افسرده‌خویی ادواری‌خویی مربوط می‌شود، سوال 72 که در اصل متعلق به سرشت تحریک‌پذیر است و سوال‌های 85، 87، 100 و 102 که در اصل مربوط به سرشت مضطرب هستند، از لحاظ نظری با سرشت ادواری‌خویی مرتبط نبودند و حذف شدند. محتوای سوال‌های 55، 57، 70 که در نسخه اصلی متعلق به دیگر زیرمقیاس‌ها هستند، در ادواری‌خویی نیز مشاهده می‌شود، بنابراین این سوال‌ها در این عامل باقی ماندند. عامل ادواری‌خویی شامل هفت سوال 25، 27، 39، 40، 55، 57 و 70 بود و مقدار 4/4 درصد از واریانس کل را به خود اختصاص داد.
سوال‌های 43، 44، 45، 47، 51، 58، 59، 60، 62 و 75 برای عامل »هایپرتایمیک« بار عاملی پیدا کردند. سوال 75 در نسخه اصلی در اصل متعلق به زیرمقیاس تحریک‌پذیر بود و حذف شد. دیگر سوال‌ها همانند نسخه اصلی متعلق به زیرمقیاس هایپرتایمیک بودند. سوال 51 به دلیل محدودیت حداکثر هشت سؤالی برای هر زیرمقیاس و بار عاملی کمتر در مقایسه با دیگر سوال‌ها حذف شد. این عامل با سوال‌های 43، 44، 45، 47، 58، 59، 60 و 62، مقدار 3/3 درصد از واریانس کل را به خود اختصاص داد. 
سازگاری درونی نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A
عوامل سرشت‌های تحریک‌پذیر، مضطرب، افسرده‌خویی، ادواری‌خویی و هایپرتایمیک به ترتیب آلفای کرونباخ 0/63، 0/6، 0/66، 0/63 و 0/6 را نشان دادند که قابل قبول است. 
همبستگی بین زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A
همان‌طور که در جدول شماره 2 آمده است، سرشت مضطرب ضریب همبستگی 0/40 با زیرمقیاس‌های افسرده‌خویی و تحریک‌پذیر نشان داده شده است. زیرمقیاس‌های تحریک‌پذیر و مضطرب ضریب همبستگی 0/25 با هم نشان دادند. سرشت هایپرتایمیک ضریب همبستگی منفی و قابل توجه 0/9- با هردوی عوامل افسرده‌خویی و مضطرب داشت. زیرمقیاس ادواری‌خویی حداقل ضریب‌های همبستگی را که همگی غیرمعنی‌دار بودند، نشان داد.
توزیع و اثر جنسیت بر زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A
میانگین، میانه، انحراف معیار و صدک دهم و نودم و همچنین شاخص‌های کشیدگی و چولگی برای هر دو جنسیت در جدول شماره 3 آورده شده است. جدول شماره 4 نشان می‌دهد شرکت‌کنندگان مرد به صورت معنی‌داری نمرات بالاتری در زیرمقیاس ادواری‌خویی و زنان به صورت معنی‌داری نمرات بالاتری در زیرمقیاس‌های افسرده‌خویی، مضطرب و تحریک‌پذیر در نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A داشتند. 

در نمونه ما 4/2 درصد از شرکت‌کنندگانz-score به میزان 2SD بالای میانگین در سرشت افسرده‌خویی نشان دادند. همچنین 2 درصد از شرکت‌کنندگان در سرشت ادواری‌خویی، 3/9 درصد در سرشت تحریک‌پذیر و صفر درصد در زیرمقیاس‌های سرشت هایپرتایمیک و مضطرب z-score مشابه داشتند. همچنین 17/5 درصد از شرکت‌کنندگان در این مطالعه z-score به میزان 1SD بالای میانگین در سرشت افسرده‌خویی و نیز 15/4درصد در سرشت ادواری‌خویی، 17/3 درصد در سرشت مضطرب، 14/3 درصد در سرشت هایپرتایمیک و 14/9 درصد در سرشت تحریک‌پذیر z-score مشابه داشتند.
همبستگی بین زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی و نسخه اصلی 110سؤالی TEMPS-A
ضریب همبستگی پیرسون بین هریک از زیرمقیاس‌های نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A و زیرمقیاس مشابه از ترجمه فارسی نسخه 110 سؤالی TEMPS-A به ترتیب 0/67، 0/48، 0/76 0/78 و 0/74 برای زیرمقیاس‌های افسرده‌خویی، ادواری‌خویی، مضطرب، هیپرتایمیک و تحریک‌پذیر بود. همه این موارد در سطح 0/01 معنی‌دار بود.
بحث
مطالعه حاضر مراحل اعتبارسنجی نسخه کوتاه فارسیTEMPS-Aرا بیان کرد. این نسخه روایی و پایایی قابل قبولی برای مطالعات بومی در آینده از خود نشان داد. سطح خوبی از همبستگی بین عوامل نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A و عوامل متناظر آن‌ها در نسخه اصلی مشاهده شد.  
مشابه بسیاری از دیگر مطالعات انجام‌شده، سرشت هایپرتایمیک همبستگی منفی و کم با سرشت‌های افسرده‌خویی و مضطرب داشت. سرشت هایپرتایمیک هیچ‌گونه همبستگی با سرشت‌های ادواری‌خویی و تحرک‌پذیر نداشت [21-17 ،10]. تمایز سرشت هایپرتایمیک از دیگر سرشت‌ها با مبانی نظری و شواهد تجربی همسو است [23 ،22 ،17 ،13 ،3]
نتایج این مطالعه برای همبستگی بین جفت سرشت‌های مضطرب-افسرده‌خو و مضطرب-تحریک‌پذیر همسو با بیشتر مطالعات دیگر بود. بر خلاف مطالعه ما، در بیشتر مطالعات دیگر سرشت ادواری‌خویی همبستگی‌های بالایی با سرشت‌های مضطرب، افسرده‌خویی و تحریک‌پذیر داشته است [24 ،21-19 ،17 ،10 ،9]. از لحاظ نظری ادواری‌خویی با ویژگی‌های افسرده‌خویی همراه است [23 ،3]. در این مطالعه پنج سؤال اصالتاً ادواری‌خویی برای عامل سوم »افسرده‌خویی« بار عاملی پیدا کردند که اکثراً حذف شدند. بنابراین در این مطالعه به نظر می‌رسد ارتباط ویژگی‌های افسرده‌خویی و ادواری‌خویی بیشتر درون‌عاملی بوده است تا بین‌عاملی. مشابه با این مطالعه، برخی از نویسندگان همبودی علائم افسردگی و اضطرابی را پیشنهاد کرده‌اند [25].
در تحلیل عامل این مطالعه سوال‌های زیرمقیاس هایپرتایمیک کمترین هم‌پوشانی را با سوال‌های سرشت‌های دیگر نشان دادند. از سوی دیگر توزیع سوال‌های مضطرب، تحریک‌پذیر و ادواری‌خویی، هم‌پوشانی قابل توجهی را در درون عوامل نشان داد. دلایل دیگر این هم‌پوشانی ممکن است به دلیل هم‌پوشانی بین سوال‌های مرتبط با خلق و سوال‌های مرتبط با شخصیت در پرسش‌نامه TEMPS-A، وجود طیف بین شرایط طبیعی و بیمارگونه سرشتی و هم‌پوشانی مشکلات خلقی و شخصیتی در شرایط بیمارگونه شدید باشد. 
به منظور مطابقت با نسخه اصلی، سوال‌های که برای عواملی غیر از موارد اصلی بار عاملی پیدا کردند، حذف شدند؛ به جز آن‌هایی که معنی‌شان در راستای عامل جدید قابل تفسیر بود. بر این اساس، سوال 93 در سرشت تحریک‌پذیر، سوال‌های 64 و 66 در سرشت مضطرب، سوال‌های 28 و 32 در سرشت افسرده‌خویی و سوال‌های 55، 57 و 70 در سرشت ادواری‌خویی در ارتباط با عوامل جدید ملاحظه شدند و باقی ماندند. با این حال سازگاری درونی عوامل در محدوده مناسب 0/6 تا 0/66 باقی ماند. 
برخی تفاوت‌های فرهنگی می‌توانند موجب برداشت‌های جدیدی از سوال‌ها شوند که با منظور سازندگان پرسش‌نامه لزوماً سازگار نیست. برای مثال، در سوال 19، تردید در همه‌چیز در فارسی مترادف با شکاکیت و بدبینی است، در حالی که منظور از آن در نسخه اصلی نوعی منفی‌نگری است. در سوال‌های 28 و 32 ساختار ترکیبی سؤالات ممکن است به توجه انتخابی به بخش‌های مرتبط با افسردگی آن »از دست دادن علاقه به همه چیز« و احساس اینکه »زندگی ارزش زیستن ندارد« منجر شود. بنابراین، می‌توان این سوال‌ها را به سرشت افسرده‌خویی اختصاص داد، اگرچه در اصل متعلق به سرشت ادواری‌خویی هستند. ولخرجی برای دیگران که در سؤال 57 ذکر شده است، در فرهنگ ما از خودگذشتگی را می‌رساند که ویژگی‌ای شخصیتی است، می‌تواند با بسیاری از سرشت‌های خلقی همراه باشد و از سوی دیگر علامتی مربوط به پدیدارشناسی دو قطبی در افراد با سرشت ادواری‌خویی در نظر گرفته شود. بنابراین این سوال در زیرمقیاس ادواری‌خویی باقی ماند. اصطلاح "restlessness" در زبان فارسی ترجمه‌ای غیر از مفهوم بی‌قراری که افراد ادواری‌خویی ممکن است از آن شکایت کنند، ندارد، بنابراین سوال 70 در سرشت ادواری‌خویی باقی ماند، گرچه در اصل متعلق به سرشت تحریک‌پذیر است.
در مقایسه با اکثر مطالعات گزارش‌کننده شیوع، نتایج این مطالعات درباره شرکت‌کنندگان با z-score به میزان 2SD بالای میانگین در سرشت‌های مضطرب و ادواری‌خویی شیوع کمتری نشان داد. این موضوع ممکن است ناشی از هم‌پوشانی سوال‌های در اصل متعلق به این دو سرشت با عوامل دیگر باشد، هرچند تفاوت‌های فرهنگی را نیز نمی‌توان رد کرد. مقایسه با مطالعات دیگر درباره سرشت‌های دیگر، نتایج مختلط و تا حدی مشابه را نشان می‌دهد. به طور کلی شیوع شرکت‌کنندگان با z-score به میزان 1SD بالای میانگین در همه سرشت‌ها در این مطالعه به نظر مشابه با بیشتر مطالعات است [24 ،21 ،19-17].بر پایه تعریف بر مبنای z-score به میزان 2SD بالای میانگین، سرشت‌های افسرده‌خویی و تحریک‌پذیر بیشترین و سرشت‌های هایپرتایمیک و مضطرب کمترین شیوع را در نمونه ما داشتند. در این خصوص مطالعات نتایج مختلفی نشان داده‌اند. برای بررسی این تفاوت‌ها که آیا به دلیل تفاوت‌های فرهنگی رخ داده یا به دلیل روش تحقیق متفاوت بوده است، مطالعاتی با جامعه آماری بزرگ‌تر نیاز است.
در این مطالعه، شرکت‌کنندگان زن به صورت معنی‌داری نمرات بیشتری را در سه سرشت افسرده‌خویی، مضطرب و تحریک‌پذیر و نمرات کمتری در سرشت ادواری‌خویی داشتند. اگرچه این تفاوت‌ها در تمام مطالعات هم‌راستا نیست، این مطالعه تنها مطالعه‌ای بود که تحریک‌پذیری بیشتری را در خانم‌ها در مقایسه با مردان گزارش کرد [29-26 ،21-17 ،10]. این موضوع را که این اختلاف ناشی از تفاوت‌های فرهنگی باشد، نمی‌توان رد کرد. الگوی تفاوت از نظر سن را با توجه به محدوده باریک سن در این مطالعه نمی‌توان ارزیابی کرد.
مطالعه حاضر محدودیت‌هایی نیز داشت. این مطالعه تنها نمونه‌ای غیربالینی، آن هم بیشتر از استان‌های جنوب شرق کشور ایران را دربرگرفت که نمی‌توان آن را بازنمایی از جمعیت عمومی ایران دانست. از آنجا که TEMPS-A برای ارزیابی نمونه‌های بالینی مانند اختلالات خلقی تهیه شده است، لازم است تا در آینده، روایی وپایایی آن در جمعیت‌های بالینی نیز آزموده شود. محدوده باریک نمونه از نظر سن و سطح تحصیلات مانع از ارزیابی آثار این متغیرها شد. مصاحبه ساختاریافته‌ای برای حذف نمونه بالینی و هیچ مقیاس دیگری برای بررسی روایی همگرا و غیرهمگرا استفاده نشد. همچنین شرکت‌کنندگان پیگیری نشدند، بنابراین ارزیابی روایی پیش‌بینی ممکن نبود. تکمیل هم‌زمان چند پرسش‌نامه نسبتاً بلند برای خودشیفتگی به موازات این مطالعه، ممکن است به خستگی زیاد شرکت‌کنندگان و بی‌دقتی در تکمیل پرسش‌نامه TEMPS-A منجر شده باشد. 
نتیجه‌گیری
نسخه کوتاه فارسی TEMPS-A سازگاری درونی و روایی قابل قبولی از خود نشان داد. با وجود برخی تفاوت‌های نسبتاً جزئی با دیگر مطالعات بین‌المللی، این مطالعه به طور کلی در بسیاری جهات با مبانی نظری و شواهد تجربی هم راستاست. هر پنج عامل مانند نسخه اصلی پرسش‌نامه، تأیید شدند و همبستگی خوبی با زیرمقیاس‌های همتای خود در نسخه اصلی نشان دادند. تا زمان انجام مطالعاتی با نمونه‌هایی که بیشتر معرف جمعیت عمومی ایران باشند، این مقیاس از لحاظ روان‌سنجی ابزار مناسبی برای ارزیابی سرشت‌های عاطفی در مطالعات ژنتیک و همه‌گیر شناسی در ایران به نظر می‌رسد. با این حال، برای ارزیابی ویژگی‌های روان‌سنجی این مقیاس در نمونه‌های بالینی به تکرار نتایج این مطالعه برای استفاده از آن‌ها در مطالعات بالینی نیاز است. 
سپاسگزاری
مرکز تحقیقات علوم اعصاب کرمان حامی مالی پژوهش حاضر بوده است.  از جناب آقای دکتر شاهرخ سردارپور گودرزی به دلیل فرایند ترجمه قدردانی می‌شود. همچنین از تمامی دانشجویانی که با شکیبایی در این مطالعه نویسندگان را همراهی کردند، سپاسگزاری می‌شود. 
References
  1. Akiskal HS, Mallya G. Criteria for the “soft” bipolar spectrum: treatment implications. Psychopharmacology Bulletin. 1987; 23(1):68-73. PMID: 3602332
  2. Akiskal HS. Delineating irritable–choleric and hyperthymic temperaments as variants of cyclothymia. Journal of Personality Disorders. 1992; 6(4):326–42. doi: 10.1521/pedi.1992.6.4.326
  3. Akiskal HS. Toward a definition of generalized anxiety disorder as an anxious temperament type. Acta Psychiatrica Scandinavica. 1998; 98(s393):66–73. doi: 10.1111/j.1600-0447.1998.tb05969.x
  4. Akiskal HS, Akiskal KK, Haykal RF, Manning JS, Connor PD. TEMPS-A: Progress towards validation of a self-rated clinical version of the Temperament Evaluation of the Memphis, Pisa, Paris, and San Diego Autoquestionnaire. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):3–16. doi: 10.1016/j.jad.2004.12.001
  5. Signoretta S, Maremmani I, Liguori A, Perugi G, Akiskal HS. Affective temperament traits measured by TEMPS-I and emotional–behavioral problems in clinically-well children, adolescents, and young adults. Journal of Affective Disorders. 2005; 85:169–180. PMID: 15780687
  6. Akiskal HS, Pinto O. The evolving bipolar spectrum. Psychiatric Clinics of North America. 1999; 22(3):517–34. doi: 10.1016/s0193-953x(05)70093-9
  7. Akiskal HS. Toward a temperament-based approach to depression: implications for neurobiologic research. Advances in Biochemical Psychopharmacology. 1995; 49:99–112. PMID: 7653337
  8. Akiskal HS. Subaffective disorders: dysthymic, cyclothymic, and bipolar II disorders in the “borderline” realm. Psychiatric Clinics of North America. 1981; 4(1):25-46. PMID: 7232236
  9. Perugi G, Akiskal H., Lattanzi L, Cecconi D, Mastrocinque C, Patronelli A, et al. The high prevalence of “Soft” bipolar (II) features in atypical depression. Comprehensive Psychiatry. 1998; 39(2):63–71. doi: 10.1016/s0010-440x(98)90080-3
  10. Woodruff E, Genaro LT, Landeira-Fernandez J, Cheniaux E, Laks J, Jean-Louis G, et al. Validation of the Brazilian brief version of the temperament auto-questionnaire TEMPS-A: The brief TEMPS-Rio de Janeiro. Journal of Affective Disorders. 2011; 134(1-3):65–76. doi: 10.1016/j.jad.2011.02.005
  11. Akiskal HS, Mendlowicz MV, Jean-Louis G, Rapaport MH, Kelsoe JR, Gillin JC, et al. TEMPS-A: Validation of a short version of a self-rated instrument designed to measure variations in temperament. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):45–52. doi: 10.1016/j.jad.2003.10.012
  12. Erfurth A, Gerlach AL, Hellweg I, Boenigk I, Michael N, Akiskal HS. Studies on a German (Münster) version of the temperament auto-questionnaire TEMPS-A: Construction and validation of the briefTEMPS-M. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):53–69. doi: 10.1016/s0165-0327(03)00102-2
  13. Matsumoto S, Akiyama T, Tsuda H, Miyake Y, Kawamura Y, Noda T, et al. Reliability and validity of TEMPS-A in a Japanese non-clinical population: Application to unipolar and bipolar depressives. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):85–92. doi: 10.1016/j.jad.2003.10.001
  14.  MacCallum RC, Widaman KF, Preacher KJ, Hong S. Sample size in factor analysis: The role of model error. Multivariate Behavioral Research. 2001; 36(4):611–37. doi: 10.1207/s15327906mbr3604_06
  15. Bryant FB, Yarnold PR. Principal components analysis and exploratory and confirmatory factor analysis. In: Grimm LG, Yarnold PR, editors. Reading and Understanding MultivariateStatistics. Washington DC: American Psychological Association; 1995.  
  16. Cronbach LJ. Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika. 1951; 16(3):297–334. doi: 10.1007/bf02310555
  17. Karam EG, Mneimneh Z, Salamoun M, Akiskal KK, Akiskal HS. Psychometric properties of the Lebanese–Arabic TEMPS-A: A national epidemiologic study. Journal of Affective Disorders. 2005; 87(2-3):169–83. doi: 10.1016/j.jad.2005.02.010 
  18. Borkowska A, Rybakowski JK, Drozdz W, Bielinski M, Kosmowska M, Rajewska-Rager A, et al. Polish validation of the TEMPS-A: The profile of affective temperaments in a college student population. Journal of Affective Disorders. 2010; 123(1-3):36–41. doi: 10.1016/j.jad.2009.09.024
  19. Lin K, Xu G, Miao G, Ning Y, Ouyang H, Chen X, et al. Psychometric properties of the Chinese (Mandarin) TEMPS-A: A population study of 985 non-clinical subjects in China. Journal of Affective Disorders. 2013; 147(1-3):29–33. doi: 10.1016/j.jad.2012.12.024
  20. Ristić-Ignjatović D, Hinić D, Bessonov D, Akiskal HS, Akiskal KK, Ristić B. Towards validation of the short TEMPS-A in non-clinical adult population in Serbia. Journal of Affective Disorder. 2014; 164:43–9. doi: 10.1016/j.jad.2014.04.005
  21. Leung CM, Mak ADP, Xiang YT, Lee S, Yan CTY, Leung T, et al. Psychometric properties of the Hong Kong Chinese (Cantonese) TEMPS-A in medical students. Journal of Affective Disorders. 2015; 170:23–9. doi: 10.1016/j.jad.2014.08.026
  22. Rózsa S, Rihmer Z, Gonda X, Szili I, Rihmer A, Kő N, et al. A study of affective temperaments in Hungary: Internal consistency and concurrent validity of the TEMPS-A against the TCI and NEO-PI-R. Journal of Affective Disorders. 2008; 106(1-2):45–53. doi: 10.1016/j.jad.2007.03.016
  23. Placidi G, Maremmani I, Signoretta S, Liguori A, Akiskal H. A prospective study of stability and change over 2 years of affective temperaments in 14–18 year-old Italian high school students. Journal of Affective Disorders . 1998; 51(2):199–208. doi: 10.1016/s0165-0327(98)00182-7
  24. Fountoulakis KN, Siamouli M, Magiria M, Pantoula E, Moutou K, Kemeridou M, et al. Standardization of the TEMPS-A in the Greek general population. Journal of Affective Disorders. 2014; 158:19–29. doi: 10.1016/j.jad.2013.12.030
  25. Maser JD. Comorbidity of mood and anxiety disorders. Washington D.C.: American Psychiatric Press; 1990.
  26. Vahip S, Kesebir S, Alkan M, Yazici O, Akiskal KK, Akiskal HS. Affective temperaments in clinically-well subjects in Turkey: Initial psychometric data on the TEMPS-A. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):113-25. doi: 10.1016/j.jad.2003.10.011
  27. Blöink R, Brieger P, Akiskal HS, Marneros A. Factorial structure and internal consistency of the German TEMPS-A scale: Validation against the NEO-FFI questionnaire. Journal of Affective Disorders. 2005; 85(1-2):77–83. doi: 10.1016/s0165-0327(03)00101-0
  28. Figueira ML, Caeiro L, Ferro A, Severino L, Duarte PM, Abreu M, et al. Validation of the temperament evaluation of Memphis, Pisa, Paris and San Diego (TEMPS-A): Portuguese-Lisbon version. Journal of Affective Disorders. 2008; 111(2-3):193–203. doi: 10.1016/j.jad.2008.03.001
  29. Vázquez GH, Nasetta S, Mercado B, Romero E, Tifner S, Ramón M del L, et al. Validation of the TEMPS-A Buenos Aires: Spanish psychometric validation of affective temperaments in a population study of Argentina. Journal of Affective Disorders. 2007; 100(1-3):23–9. doi: 10.1016/j.jad.2006.11.028
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل | موضوع مقاله: عمومى
دریافت: ۱۳۹۵/۱۲/۵ | پذیرش: ۱۳۹۶/۵/۱ | انتشار: ۱۳۹۷/۱/۱۲

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
کد امنیتی را در کادر بنویسید

ارسال پیام به نویسنده مسئول


کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2018 All Rights Reserved | Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology

Designed & Developed by : Yektaweb