دوره 25، شماره 4 - ( زمستان 1398 )                   جلد 25 شماره 4 صفحات 453-440 | برگشت به فهرست نسخه ها

XML English Abstract Print

Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Lotfi M, Bahrampoori L, Amini M, Fatemitabar R, Birashk B, Shiasi Y. Developing the Persian Version of Positive and Negative Affect Scale for Children (Original and Short Form) and Assessing Its Psychometric Properties. IJPCP 2020; 25 (4) :440-453
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2934-fa.html
لطفی مژگان، بهرامپوری لیلا، امینی مهدی، فاطمی تبار ریحانه، بیرشک بهروز، شیاسی یاسمن. اعتباریابی مقیاس عاطفه مثبت و منفی‌ برای کودکان (PANAS-C): بررسی مقایسه‌ای فرم-های اصلی و کوتاه در نمونه‌ای از دانش‌آموزان ایرانی. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1398; 25 (4) :440-453

URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2934-fa.html

اعتباریابی مقیاس عاطفه مثبت و منفی‌ برای کودکان (PANAS-C): بررسی مقایسه‌ای فرم-های اصلی و کوتاه در نمونه‌ای از دانش‌آموزان ایرانی
مژگان لطفی1 ، لیلا بهرامپوری2 ، مهدی امینی 3، ریحانه فاطمی تبار4 ، بهروز بیرشک5 ، یاسمن شیاسی6
1- گروه سلامت روان، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران
2- دانشگاه آزاد واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران.
3- گروه اعتیاد، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران ، Amini.mh@iums.ac.ir
4- دانشگاه آزاد واحد علوم و تحقیقات، تهران، ایران
5- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران
6- گروه روانشناسی بالینیی، دانشگاه علوم بهزیستی و توانبخشی، تهران، ایران.
واژه‌های کلیدی: عاطفه مثبت، عاطفه منفی، مقیاس عاطفه مثبت و منفی، ویژگی‌های روانسنجی، کودکان
متن کامل [PDF 5208 kb]   (2464 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (4750 مشاهده)
متن کامل:   (3911 مشاهده)
مقدمه
 هیجان به ‌عنوان یک واکنش زیستی روانی، کارکردهای زیادی داشته و نقش مهمی در سازگاری انسان بازی می‌کند. این مفهوم جز جدایی‌ناپذیر واکنش‌های رفتاری آدمی و دارای ابعاد و حالات گوناگونی است. از منظر کارکردی، برای هیجان جنبه‌های مثبت و منفی متعددی در نظر گرفته ‌شده است؛ طوری که این حالت‌های مثبت و منفی به مثابه دو عامل و ساختار با‌ثبات هیجانی تلقی شده و در تحقیقات متعدد مورد حمایت قرار گرفته‌اند [2،1] عاطفه مثبت و منفی معمولا به عنوان دو بُعد مجزا از تجارب هیجانی تقسیم‌بندی و اندازه‌گیری می‌شوند [3].
عواطف مثبت و منفی به ‌عنوان ابعاد روان زیست‌شناختی و موقعیتی که بازتابی از آمادگی برای فعالیت‌های مثبت و منفی هستند و همچنین میزانی که اشخاص رخدادهای زندگی را شاد یا ناراحت‌کننده تجربه می‌کنند، تعریف می‌شوند [4]. عاطفه مثبت گرایش به تجربه احساسات خوشایند، داشتن انرژی فعال، تمرکز زیاد و اشتغال به کار لذت‌بخش است. این نوع از عاطفه دربرگیرنده طیف گسترده‌ای از حالت‌های خلقی مثبت، از جمله شادی، احساس توانمندی، شور و شوق، تمایل، علاقه و اعتماد ‌به ‌نفس است. عاطفه منفی دارای یک بُعد عمومی از ناامیدی درونی و عدم اشتغال به کار لذت‌بخش است و به دنبال آن حالت‌های خلقی اجتنابی از قبیل خشم، غم، تنفر، حقارت، احساس گناه، ترس و عصبانیت پدید می‌آید [5،3].
ارتباط این دو بُعد هیجانی با بسیاری از اختلالات روانی مورد بررسی قرار گرفته و به رابطه این ابعاد با اختلالاتی چون اضطراب، افسردگی و اختلال شخصیت، اشاره شده است [6]. تحقیقات نشان داده است که عاطفه مثبت یکی از فاکتورهای مهم در مطالعات مربوط به بهزیستی و حفظ سلامتی است [8،7]. اشخاصی که سطوح بالاتری از عواطف مثبت را تجربه می‌کنند تعاملات اجتماعی بیشتری دارند و کمتر دچار بیماری‌های جسمی می‌شوند [9،7]. عواطف مثبت با رضایت از زندگی، بهزیستی و روابط اجتماعی وسیع مرتبط است، در حالی‌ که عواطف منفی با آشفتگی روانی و مشکلاتی در غلبه بر موقعیت‌های چالش‌برانگیز ارتباط دارد [11،10].
شواهد پژوهشی حاکی از آن است که بین عاطفه مثبت با برقراری روابط اجتماعی گسترده، رفتار یاری‌رسانی، دقت، تمرکز و توانایی تصمیم‌گیری رابطه مثبت و معنی‌دار وجود دارد. عاطفه مثبت از طریق تقویت سیستم ایمنی، در بهبود سلامت جسمانی نیز نقش دارد و در مقابل عاطفه منفی با توانایی پایین مقابله با استرس و فشار ارتباط دارد [13،12].
از آنجا که کودکان نیز ‌مانند بزرگسالان قادر به گزارش و بیان حالت‌های هیجانی هستند، ضروری به نظر می‌رسد که ساختارهای عاطفی مثبت و منفی در کودکان و نوجوانان نیز بررسی و اندازه‌گیری شود. مطالعات مرتبط با تحول هیجان نشان داده است که دوره کودکی در شکل‌گیری هیجانی دارای اهمیتی حیاتی است و کودکان در این دوره ظرفیت بالایی برای کسب مهارت‌های تنظیم هیجان دارند [14]. در این میان، حالت‌های مثبت و منفی هیجانی نقش مهم و دوگانه‌ای در تحول هیجانی ایفا می‌کنند. کودکان مبتلا به مشکلات تنظیم هیجان، در معرض انواع اختلالات و آسیب‌های روانی هستند. همچنین، وجود حالت‌های هیجانی منفی احتمال مشکلات تنظیم هیجان را افزایش می‌دهد [15].
اضطراب و افسردگی از جمله اختلالات همبود رایج در کودکان و نوجوانان هستند [16]؛ طوری که، همبستگی بالای میان ملاک‌های اضطراب و افسردگی در این سن و سنین بالاتر، منجر به این بحث شده است که آیا این دو اختلال درواقع یک اختلال محسوب شده یا دو اختلال مجزا هستند؟ از طرفی دیگر، پژوهش‌های انجام‌شده نشان می‌دهد که عاطفه مثبت و منفی به ترتیب دارای همبستگی منفی و مثبت قوی با افسردگی و اضطراب هستند و این دو ساختار پیش‌بینی‌کننده قوی اختلال اضطراب و افسردگی می‌توانند باشند [18-16].
برای بررسی و مطالعه عاطفه مثبت و منفی ابزارهایی نیز معرفی شده است. مقیاس عاطفه مثبت و منفی (PANAS-) که عمدتاً مقیاسی برای بزرگسالان است [19] و نسخه کودکان و نوجوانان آن یعنی PANAS-C ازجمله ابزارهای پرکاربرد بررسی ابعاد عاطفی هستند. مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان یک ابزار خود‌گزارشی 27‌ ماده‌ای است که برای اندازه‌گیری دو بعد خلقی، یعنی عاطفه منفی و عاطفه مثبت در کودکان و نوجوانان در سال 1998 توسط لارنت و همکاران طراحی شده است. در مطالعه لارنت و همکاران اعتبار و همسانی درونی (ضریب آلفای کرونباخ) مقیاس‌های عاطفه مثبت از 0/92 تا 0/94 و عاطفه منفی 0/90 برآورد شده است [20]. این مقیاس در فرهنگ‌های متعددی [24-20،3] هنجاریابی شده است و ویژگی‌های روان‌سنجی مطلوبی نیز برای آن گزارش شده است.
در سال 2012 ابسوتانی و همکاران [25] بر اساس نظریه سؤال پاسخ به یک فرم کوتاه 10‌آیتمی از مقیاس عاطفه منفی و عاطفه مثبت برای کودکان دست یافتند و ساختار عاملی و آلفای کرونباخ آن را در نمونه‌ای از دانش‌آموزان بررسی کردند. مطالعه آن‌ها نشان داد مقیاس 10‌ آیتمی نیز مانند مقیاس اصلی از ساختار دوعاملی و ضرایب همسانی درونی مطلوبی برخوردار است.
بررسی‌های انجام شده نشان می‌دهد که این مقیاس‌ها در ایران هنجاریابی نشده و پژوهشگران از مقیاس بزرگسالان برای بررسی عواطف مثبت و منفی در کودکان و نوجوانان استفاده می‌کنند. از این رو، نیاز بود پژوهشگران کشور نیز پابه‌پای مجامع علمی دنیا از ابزارهایی معتبر برای بررسی ابعاد هیجانی کودکان و نوجوانان استفاده کنند. با توجه به این مهم، هدف مطالعه حاضر بررسی و اعتباریابی مقدماتی فرم اصلی و کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان (PANAS-C و PANAS-C-SF) در نمونه‌ای از دانش‌آموزان ایرانی بود. نتایج این مطالعه، علاوه بر اینکه به پژوهشگران ایرانی ابزارهایی جدید و معتبر برای بررسی پژوهشی و بالینی عواطف مثبت و منفی در میان کودکان و نوجوان ارائه می‌دهد، به توسعه دانش نظری در زمینه عاطفه مثبت و منفی در این سنین نیز کمک شایانی می‌کند.
روش
این مطالعه از نوع مطالعات مقطعی و با هدف انطباق و هنجاریابی پرسش‌نامه بود. جامعه پژوهش شامل کلیه دانش‌آموزان دختر و پسر مدارس دولتی در مقاطع دبستان و متوسطه شهر تهران و در سال تحصیلی 1396-1397 بود. از جامعه آماری پیش‌گفته بر اساس فرمول تعیین حجم نمونه برای پژوهش‌های همبستگی،480 دانش آموز 9 تا 14ساله با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای انتخاب شدند. تعیین حجم نمونه بدین صورت بود که، به دلیل عدم اطلاع از واریانس، p، و q جامعه، در ابتدا در نمونه پایلوت 40‌نفره، ضریب همبستگی بین زیرمقیاس‌ها محاسبه شد و کمترین ضریب همبستگی که بیشترین حجم نمونه را می‌دهد برابر با 0/13 به دست آمد. با جایگزین‌کردن این ضریب در فرمول و لحاظ‌کردن خطای نوع اول 0/05 و توان آزمون 0/80، حجم نمونه برابر با 398 نفر برآورد شد. با تخمین احتمال ریزش 20‌ درصدی، نمونه نهایی به حجم 480 نفر برآورد شد. روش انتخاب به این صورت بود که ابتدا از بین مناطق 22‌ گانه آموزش و پرورش، مناطق 2، 7، و 14 به صورت تصادفی انتخاب شدند. سپس، از بین مدارس موجود در هر منطقه دانش‌آموزان پایه‌های سوم، چهارم، پنجم و ششم یک دبستان دخترانه و یک دبستان پسرانه و دانش‌آموزان پایه‌های هفتم و هشتم یک مدرسه متوسطه دخترانه و یک مدرسه متوسطه پسرانه انتخاب شدند (40 نفر از هر مدرسه). به دلیل اینکه تعدادی از پرسش‌نامه‌های تکمیل‌شده مخدوش بودند، در نهایت نمونه پژوهش به 412 نفر (56/8 درصد دختر) رسید.
ابزار پژوهش
مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان (PANAS-C): این مقیاس یک ابزار خودسنجی 27‌ آیتمی است که برای اندازه‌گیری دو بُعد خُلقی، یعنی عاطفه مثبت و عاطفه منفی کودکان و نوجوانان در سال 1999 توسط لارنت و همکاران [20] تدوین شده است. درواقع آیتم‌های PANAS-C بر اساس مقیاس PANAS که برای بزرگسالان است [19]، طراحی شده است. در این مقیاس بُعد عاطفه مثبت دارای 12 آیتم و بعد عاطفه منفی دارای 15 آیتم است. این آیتم‌ها بر اساس یک مقیاس لیکرت پنج‌درجه‌ای (1: بسیارکم تا 5: بسیار زیاد) رتبه‌بندی می‌شوند. همسانی درونی (ضریب آلفای کرونباخ) مقیاس‌های عاطفه مثبت در نمونه مقدماتی طراحی پرسش‌نامه و در نمونه اصلی در مطالعه لارنت و همکاران به ترتیب 0/94 و 0/92 و عاطفه منفی به ترتیب 0/90 و 0/89 بود.
مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان فرم کوتاه (PANAS-C-SF): ابسوتانی و همکاران [25] در سال 2012 با استفاده از نظریه سؤال پاسخ و تحلیل آیتم‌های فرم اصلی به فرم کوتاه‌تری از این ابزار با نام «مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان فرم کوتاه (PANAS-C-SF)» دست یافتند. فرم کوتاه‌شده PANAS-C تنها 10 آیتم دارد (پنج آیتم برای عاطفه مثبت و پنج آیتم برای عاطفه منفی).
در مطالعه ابسوتانی و همکاران ضریب همسانی درونی با استفاده از آلفای کرونباخ برای عاطفه مثبت و عاطفه منفی در فرم کوتاه، به ترتیب 0/86 و 0/82 به دست آمد. در پژوهش حاضر به منظور بررسی همسانی درونی و ساختار عاملی فرم کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان، آیتم‌های بررسی‌شده در مطالعه ابسوتانی و همکاران مورد بررسی مجدد قرار گرفتند. بدین صورت که آیتم‌های مرتبط با فرم کوتاه از میان آیتم‌های فرم اصلی بیرون کشیده شد و همسانی درونی و روایی آن مورد بررسی قرار گرفت.
پرسش‌نامه تنظیم هیجان برای کودک و نوجوان (ERQ-CA): پرسش‌نامه تنظیم هیجان در سال 2003 توسط گراس تدوین شد. این پرسش‌نامه شامل 10 آیتم است که دو راهبرد کلی تنظیم هیجان یعنی ارزیابی مجدد و سرکوبی را اندازه می‌گیرد. شش آیتم به ارزیابی راهبرد ارزیابی مجدد و چهار آیتم به ارزیابی راهبرد سرکوبی می‌پردازد. هر آیتم شامل یک طیف لیکرت هفت‌درجه‌ای (1: کاملاً مخالفم تا 7: کاملاً موافقم) است. گراس روایی و پایایی پرسش‌نامه فوق را مطلوب و با ضریب همسانی درونی 0/73 و ضریب بازآزمایی (برای هر دو راهبرد) 0/69 گزارش کرده است [26]. این پرسش‌نامه توسط لطفی و همکاران [27] به فارسی ترجمه شده و آلفای کرونباخ آن برای کل پرسش‌نامه، 0/81؛ برای عامل ارزیابی مجدد، 0/79 و برای عامل سرکوبی 0/81 محاسبه شده است.
پرسش‌نامه افسردگی کودکان: این پرسش‌نامه از 27 آیتم تشکیل شده است که نشانه‌های افسردگی در کودکان را می‌سنجد. هر آیتم بر اساس یک مقیاس سه‌درجه‌ای (صفر: فقدان علامت، 1: علائم خفیف، 2: علائم شدید) نمره‌گذاری می‌شود. در این پرسش‌نامه نمره‌گذاری آیتم‌ها به روش مستقیم و معکوس صورت گرفته و نمره کل این پرسش‌نامه بین صفر تا 54 به دست می‌آید [28]. در پژوهش گالون و همکاران آلفای کرونباخ این پرسش‌نامه 0/92 محاسبه شده است [29]. در ایران این پرسش‌نامه توسط دهشیری و همکاران [30] هنجاریابی شده و ضریب همسانی درونی و ضریب بازآزمایی پرسش‌نامه در مطالعه آن‌ها به ترتیب 0/82 و 0/83 محاسبه شده است.
پرسش‌نامه اضطراب کودکان اسپنس: این پرسش‌نامه برای ارزیابی اضطراب کودکان 15-8‌ساله بر اساس طبقه‌بندی تشخیصی و آماری DSM-IV در سال 1997 توسط اسپنس در استرالیا طراحی شد. پرسش‌نامه اسپنس دارای دو نسخه کودک (45 ماده) و والد (38ماده) است. نمره‌گذاری بر اساس مقیاس چهاردرجه‌ای لیکرتی (هرگز: صفر تا همیشه: 3) تنظیم شده است و شش مقیاس اضطراب جدایی، اضطراب اجتماعی، وسواس فکری عملی، پانیک، بازارهراسی، اضطراب فراگیر و ترس از صدمات جسمانی را می‌سنجد. پایایی این مقیاس برای اضطراب عمومی برابر با 0/92 و برای خرده‌مقیاس‌ها 0/60 تا 0/82 گزارش شده است [31]. در پژوهش موسوی و همکاران (2007) پایایی این پرسش‌نامه در جمعیت ایرانی به روش آلفای کرونباخ بین 0/62 تا 0/89 گزارش شده و شش عامل پرسش‌نامه با تحلیل عامل تأییدی مورد تأیید قرار گرفته است [32].
فرایند ترجمه و انطباق‌سازی PANAS-C
 برای ترجمه و انطباق مقیاس، مراحل استاندارد [33] ترجمه / بازترجمه ابزارها در پیش گرفته شد. بدین صورت که پرسش‌نامه توسط سه مترجم مختلف و مستقل آشنا با مفاهیم روان‌شناسی به فارسی برگردانده شد و پس از انتخاب بهترین ترجمه توسط نویسنده اول، مجدداً آیتم‌ها توسط یک مترجم دیگر به زبان انگلیسی برگردانده شد. در نهایت باز هم ترجمه توسط نویسنده سوم مقاله با متن اصلی مقیاس مطابقت داده شده و فرم نهایی تدوین شد.
برای تجزیه و تحلیل داده‌ها از آمار توصیفی و آمار استنباطی (تحلیل عاملی، ضریب آلفای کرونباخ و همبستگی پیرسون) استفاده شد. کلیه تحلیل‌ها با استفاده از نسخه 20 نرم‌افزار SPSS انجام شدند.
یافته‌ها
در جدول شماره 1 به وضعیت جمعیت‌شناختی نمونه مورد مطالعه اشاره شده است.


همان‌گونه که مشاهده می‌شود دامنه سنی نمونه مورد مطالعه 9 تا 14 سال، با میانگین و انحراف استاندارد سنی 1/25±11/3 بود. از نظر جنسیت 56/8 درصد دختر و از نظر تحصیلی 71/8 درصد دبستانی (پایه‌های تحصیلی سوم، چهارم، پنجم، ششم) بودند. در جدول شماره 2 شاخص‌های توصیفی شامل میانگین، انحراف استاندارد، کجی و کشیدکی ابزار پژوهش و عوامل آن‌ها ارائه شده است.



جهت تعیین ساختار عاملی مقیاس PANAS-C، از تحلیل عاملی با روش مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس استفاده شده است. ابتدا جهت بررسی و تشخیص مناسب‌بودن داده‌ها برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی، پیش‌آزمون‌های کیزر مایر اولکین (KMO) و بارتلت انجام شد. مقدار آماره KMO برای این پرسش‌نامه برابر 0/69 و میزان احتمال معناداری (p-value) آزمون کرویت بارتلت مقداری ناچیز و نزدیک به صفر محاسبه شد. بنابراین بر اساس هر دو شاخص، داده‌ها از قابلیت مناسبی جهت انجام یک تحلیل عاملی برخوردار هستند؛ بنابراین در ادامه کار یک تحلیل عاملی روی پرسش‌نامه انجام شد. محتوا و بار عاملی هر‌کدام از آیتم‌های مقیاس‌ها در عامل مربوطه در جدول شماره 3 آورده شده است.



آیتم‌های هر دو مقیاس اصلی و کوتاه در دو عامل کلی بارگذاری شدند. همان‌گونه که در جدول شماره 3 مشاهده می‌شود تمام بارهای عاملی از مقدار معیار 0/3 بیشتر هستند. عامل اول را عاطفه مثبت و عامل دوم را عاطفه منفی می‌نامیم. این دو عامل در مجموع 51/6 درصد از واریانس کل را دربر می‌گیرند.
برای بررسی اعتبار تحلیل عاملی، ضریب آلفای کرونباخ برای کل آیتم‌های دو مقیاس و همچنین عوامل دوگانه آن‌ها به طور مجزا محاسبه شد. این ضریب برای کل آیتم‌های مقیاس PANAS-C مقدار 0/85 و برای دو عامل عاطفه مثبت و عاطفه منفی به ترتیب مقادیر 0/80 و 0/92 بود. همچنین، ضریب همسانی درونی با استفاده از آلفای کرونباخ برای کل آیتم‌ها و دو عامل عاطفه مثبت و منفی در مقیاس PANAS-C-SF به ترتیب 0/81، 79 و 0/85 به دست آمد. علاوه بر آن، برای بررسی روایی تحلیل عاملی صورت‌گرفته، همبستگی بین دو عامل استخراج شده و کل آیتم‌های دو مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. همبستگی کل مقیاس PANAS-C با عاطفه مثبت 0/56 و با عاطفه منفی 0/83 به دست آمد. همبستگی بین دو عامل عاطفه مثبت و عاطفه منفی در مقیاس اصلی نیز 0/009 محاسبه شد. میزان همبستگی بین کل آیتم‌های PANAS-C-SF و عوامل عاطفه مثبت و منفی به ترتیب 0/38 و 0/55 و همبستگی محاسبه شده در میان این دو عامل 0/13 بود.
به منظور تعیین روایی همگرا و واگرای دو فرم اصلی و کوتاه از مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان، در جدول شماره 4 میزان همبستگی آن با عوامل پرسش‌نامه‌های تنظیم هیجانی، اضطراب و افسردگی کودکان محاسبه شده است.



همان‌گونه که مشاهده می‌شود، عوامل عاطفه مثبت و منفی در فرم‌های اصلی و کوتاه با راهبردهای تنظیم هیجانی و اکثر نشانه‌های اضطرابی و افسردگی رابطه معنادار داشتند. این همبستگی فقط در دو نشانه وسواس فکری عملی و ترس از آسیب فیزیکی معنادار نبود.
بحث
مطالعه حاضر با هدف انطباق، اعتباریابی و بررسی مقایس‌های فرم‌های اصلی و کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان در نمونه‌ای از دانش‌آموزان ایرانی انجام شد. از این رو، گام اول پژوهش ترجمه این مقیاس به زبان فارسی و انطباق آن با فرهنگ ایران بود. بدین منظور مراحلی طبق چارچوب‌های استاندارد ترجمه و انطباق پرسش‌نامه‌ها [34] در پیش گرفته شد و پس از آن فرم فارسی مقیاس PANAS-C تدوین شد. برای اعتباریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس‌های مذکور از روش تحلیل عاملی و تعیین ضریب همسانی درونی با روش آلفای کرونباخ استفاده شد. نتایج نشان داد که این مقیاس‌ها دارای دو عامل مجزا (یعنی عاطفه مثبت و عاطفه منفی) هستند. همچنین مشخص شد که تمامی آیتم‌ها در فرم‌های اصلی و کوتاه دارای بار عاملی مناسب (بار عاملی بالای 0/3) بودند. ضریب آلفای محاسبه‌شده برای مقیاس اصلی 0/85 و برای مقیاس کوتاه 0/81 بود. این ضرایب نشان‌دهنده همسانی درونی مطلوب برای نسخه فارسی مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان (فرم اصلی و کوتاه) است. در تأیید این یافته‌ها همبستگی عوامل دو مقیاس نیز نشان‌دهنده رابطه مطلوب و معنادار آیتم‌ها با کل مقیاس‌ها بود. در مطالعاتی که توسط مرز و همکاران [35]، هاگز و همکاران [16] و کاروالو و همکاران [36] در نمونه بزرگسالان و با مقیاس PANAS انجام شده، مقدار آلفای کرونباخ برای هر دو مقیاس بالاتر از 0/80 گزارش شده است.
یافته‌های مرتبط با اعتبار مقیاس‌ها و ساختار درونی آن عمدتاً همسو با یافته‌های پژوهشگران دیگر در فرهنگ‌های غربی و غیرغربی است. مطالعه‌ای که ویلارول و همکاران (2017) روی نمونه‌ای از کودکان و نوجوانان شیلی انجام دادند [37]، یا مطالعه‌ای که کاسوسو و همکاران [3] در سال 2016 با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی پرسش‌نامه PANAS-C روی کودکان و نوجوانان کشور پرو انجام دادند، نشان داد که مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان در این فرهنگ‌ها نیز دارای دو ساختار مجزا یعنی عواطف مثبت و منفی بوده و از نظر همسانی درونی نیز همسانی مطلوبی داشتند. این یافته‌ها نشان از تأیید ساختار درونی و اعتبار مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان (PANAS-C) دارد که لارنت و همکاران [20] آن را تدوین کرده‌اند.
نکته قابل توجه در این مطالعه، بررسی و مقایسه ساختار، اعتبار و روایی دو فرم اصلی و کوتاه از مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان بود. همان‌گونه که نتایج نشان داد، فرم کوتاه نیز همانند فرم بلند ساختاری دو‌عاملی داشته و از همسانی درونی مطلوبی برخوردار بود. اگرچه شواهد نشان می‌دهد هر چه تعداد آیتم‌های یک پرسش‌نامه یا مقیاس کم باشند ضریب آلفای کرونباخ کمتر خواهد بود [38]، این امر بر میزان آلفای محاسبه‌شده برای PANAS-C-SF در نمونه ایرانی تأثیر چندانی نداشت.
در خصوص همسانی درونی و ساختار عاملی فرم کوتاه این پرسش‌نامه، پژوهش‌های سامارتین و همکاران (2018) و ارتون و همکاران (2015) [21 ،11] نیز نشان داد که فرم کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان از ساختار دو‌عاملی و همسانی درونی مطلوبی برخوردار است. یافته‌های این پژوهش، همسو با نتایج سایر پژوهشگران به نوعی مؤید وجود یک ساختار دوعاملی و همسانی درونی مطلوب برای PANAS-C-SF است، آن‌طور که در مطالعه ابسوتانی و همکاران [25] نیز گزارش شده است. بر این اساس، این مقیاس یک ابزار کوتاه و معتبر برای بررسی عواطف مثبت و منفی کودکان و نوجوانان بوده و متخصصان کشور می‌توانند با اطمینان از آن جهت اقدامات پژوهشی و بالینی استفاده کنند.
برای بررسی روایی هم‌گرا و واگرای دو فرم اصلی و کوتاه از مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان، ضریب همبستگی هر دو عامل عاطفه مثبت و منفی با راهبردهای تنظیم هیجان، نشانگان اضطرابی و افسردگی بررسی شد. یافته‌ها نشان دادند که عوامل عاطفه مثبت و منفی در هر دو فرم با راهبردهای تنظیم هیجان و اکثر نشانه‌های اضطرابی (به غیر از وسواس فکری عملی و ترس از آسیب فیزیکی) و افسردگی رابطه معنادار داشتند. این یافته به نوعی همسو با پژوهش‌های پیشین در این زمینه بود. در مطالعه‌ای که وانت و همکاران در سال 2018 به منظور بررسی رابطه بین راهبردهای تنظیم هیجان و عاطفه مثبت و منفی انجام دادند، نشان داده شد که بین راهبردهای تنظیم هیجانی سازگارانه همچون ارزیابی مجدد با عاطفه مثبت، رابطه معنادار و مثبت و بین راهبردهای هیجانی ناسازگارانه همچون سرکوبی و نشخوار فکری با عاطفه منفی، رابطه معنادار مثبت وجود دارد؛ همچنین برعکس نیز وجود دارد [39].
در این مطالعه بین عوامل عاطفه مثبت و منفی با وسواس فکری عملی و ترس از آسیب فیزیکی در هر دو فرم مقیاس، رابطه معنادار مشاهده نشد. این در حالی است که در مطالعاتی که توسط هاگز و همکاران [16] و ایسنر و همکاران [40] انجام شد، عاطفه مثبت و منفی با اختلالات اضطرابی از جمله اضطراب اجتماعی، پانیک، اضطراب فراگیر و وسواس فکری عملی به ترتیب رابطه معنادار منفی و مثبت داشتند. مطالعه بستیان و همکاران [41] نیز نشان داد که عاطفه مثبت با اضطراب پایین رابطه دارد. همچنین در مطالعات پیش‌گفته بر نقش پیش‌بینی‌کنندگی این عواطف در شکل‌گیری اختلالات تأکید شده است. به عبارت دیگر، افرادی که عاطفه مثبت بالاتری دارند از راهبردهای تنظیم هیجانی سازگارانه‌تری استفاده کرده، پذیرش بهتری نسبت به مسائل داشته و برانگیختگی عصبی پایین‌تری دارند [42]. در خصوص ارتباط عواطف مثبت و منفی با افسردگی، پژوهش سایوو همکاران [43] و لیو و همکاران [44] نیز نشان داد که عاطفه مثبت و منفی با افسردگی مرتبط است. در تبیین اختلاف مختصر بین نتایج مطالعه حاضر و مطالعات مشابه، می‌توان به این موضوع اشاره کرد که جمعیت مورد مطالعه در این پژوهش، دانش‌آموزان و نمونه‌ای غیربالینی بودند. در حالی که در سایر پژوهش‌ها جمعیت بزرگسال و ترکیبی از نمونه‌های بالینی نیز مطالعه شده‌اند. سن کم شاید در درک دقیق سؤالات و عبارات مرتبط با اختلالی مثل وسواس فکری عملی دشواری‌هایی ایجاد کند که در این زمینه نیازمند اطلاعات بیشتری هستیم.
همان‌گونه که پیش‌تر گفته شد، نتایج مطالعه حاضر نشان داد فرم اصلی و کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان از ویژگی‌های روان‌سنجی مطلوبی در میان نمونه‌ای از کودکان و نوجوانان ایرانی برخوردار است. این امر از یک طرف نشان‌دهنده انطباق مطلوب این مقیاس به زبان فارسی است و از طرف دیگر بر ویژگی فرافرهنگی سازه‌های هیجانی تأکید دارد؛ چراکه مانند اکثر مطالعات انجام‌شده در این مطالعه نیز ساختار دوعاملی برای عواطف تأیید شد. در تحقیقات انجام‌شده، به جای اینکه این دو ساختار به صورت دو قطب متضاد در نظر گرفته شوند، به عنوان دو عامل مجزا و مکمل مورد بررسی و تأکید قرار گرفته‌اند [4،1]. این امر به نوعی بر کارکرد سازگارانه دو عاطفه مثبت و منفی در تطابق با محیط و پیشگیری از مشکلات هیجانی صحه می‌گذارد؛ طوری که شواهد نوروسایکولوژیک نیز وجود دو ساختار عاطفی مثبت و منفی را در انسان تأیید و پیشنهاد کرده که این سیستم انگیزشی درونی می‌تواند به عنوان حالت‌های عاطفی مثبت و منفی زیربنایی برای انطباق مطلوب‌تر در نظر گرفته شوند [46،45].
نتیجه‌گیری
به طور کلی نتایج مطالعه حاضر نشان داد که نسخه فارسی PANAS-C و PANAS-C-SF از ویژگی‌های روان‌سنجی و روایی همگرا و واگرای مطلوبی برخوردار است. همچنین مشخص شد که ساختار دوعاملی و همسانی درونی این فرم‌ها در فرهنگ ایران نیز تأیید شده و این نتایج با مطالعات صورت‌گرفته در فرهنگ‌های دیگر همسوست. از این رو، پژوهشگران با اطمینان می‌توانند از فرم‌های اصلی و کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان در اقدامات پژوهشی و ارزیابی اثربخشی مداخلات بالینی، استفاده کنند.
علی‌رغم آنکه این مطالعه نتایج ارزشمندی را در خصوص دو فرم اصلی و کوتاه مقیاس عاطفه مثبت و منفی برای کودکان فراهم کرد، اما با محدویت‌هایی رو‌به‌رو بود. از جمله این محدودیت‌ها می‌توان به، مطالعه روی نمونه‌ای با حجم متوسط، غیربالینی‌بودن نمونه و محدودیت سنی، یعنی در بر نگرفتن نوجوانان بالای 14 سال، اشاره کرد. پیشنهاد می‌شود در تحقیقات آتی پژوهشگران نمونه‌هایی با حجم بزرگ‌تر و با دامنه سنی گسترده‌تر و نمونه‌های دارای اختلالات بالینی را نیز مورد مطالعه قرار دهند. همچنین این بررسی می‌تواند به تفکیک سن و جنسیت انجام شود تا رابطه بین عواطف مثبت و منفی و متغیرهای جنسیتی و سنی با دقت مورد مطالعه قرار گیرد.

ملاحظات اخلاقی
حامی مالی
این مقاله با مشارکت و حمایت دانشگاه علوم پزشکی ایران انجام شده است.
مشارکت نویسندگان
مفهوم سازی، تحقیق، و بررسی: مژگان لطفی، مهدی امینی؛ ویراستاری و نهایی‌سازی نوشتار: یاسمن شیاسی؛ جمع‌آوری داده‌ها: لیلا بهرام‌پوری و ریحانه فاطمی‌تبار؛ ترجمه و تحلیل داده‌ها: بهروز بیرشک.
تعارض منافع
 نویسندگان اذعان می‌دارند در خصوص این پژوهش هیچ‌گونه تضاد منافعی وجود ندارد.
تشکر و قدردانی
نویسندگان بر خود لازم می‌دانند از کلیه کسانی که در این پژوش یاری‌رسان ما بودند تشکر و قدردانی کنند.
 
        References
  1. Watson D, Clark LA. The PANAS-X: Manual for the positive and negative affect schedule - expanded form. Iowa Research Online; 1994. http://ir.uiowa.edu/psychology pubs/11
  2. Mackinnon A, Jorm AF, Christensen H, Korten AE, Jacomb PA, Rodgers B. A short form of the positive and negative affect schedule: Evaluation of factorial validity and invariance across demographic variables in a community sample. Personality and Individual Differences. 1999; 27(3):405-16. [DOI:10.1016/S0191-8869(98)00251-7]
  3. Casuso L, Gargurevich R, Van den Noortgate W, Van den Bergh O. Psychometric properties of the Positive and Negative Affect Scale for Children (PANAS-C) in Peru. Revista Interamericana de Psicologia/Interamerican Journal of Psychology. 2016; 50(2):170-85.
  4. Watson D, Wiese D, Vaidya J, Tellegen A. The two general activation systems of affect: Structural findings, evolutionary considerations, and psychobiological evidence. Journal of Personality and Social Psychology. Journal of Personality and Social Psychology. 1999; 76(5):820-38. [DOI:10.1037/0022-3514.76.5.820]
  5. Quiceno JM, Vinaccia S. [Quality of life in adolescents: Analysis from personal strengths and negative emotions (Spanish)]. Terapia Psicológica. 2014; 32(3):185-200. [DOI:10.4067/S0718-48082014000300002]
  6. Leue A, Lange S. Reliability generalization: An examination of the positive affect and negative affect schedule. Assessment. 2010; 18(4):487-501. [DOI:10.1177/1073191110374917] [PMID]
  7. Diener E, Oishi S, Lucas RE. Personality, culture, and subjective well-being: Emotional and cognitive evaluations of life. Annual Review of Psychology. 2003; 54:403-25. [DOI:10.1146/annurev.psych.54.101601.145056] [PMID]
  8. Wolniewicz CA, Tiamiyu MF, Weeks JW, Elhai JD. Problematic smartphone use and relations with negative affect, fear of missing out, and fear of negative and positive evaluation. Psychiatry Research. 2018; 262:618-23. [DOI:10.1016/j.psychres.2017.09.058] [PMID]
  9. Pettit JW, Kline JP, Gencoz T, Gencoz F, Joiner Jr TE. Are happy people healthier? The specific role of positive affect in predicting self-reported health symptoms. 2001; 35(4):521-36. [DOI:10.1006/jrpe.2001.2327]
  10. Chavarría MP, Barra E. [Life satisfaction in adolescents: Relationship with self-efficacy and perceived social support (Spanish)]. Terapia Psicológica. 2014; 32(1):41-6. [DOI:10.4067/S0718-48082014000100004]
  11. Sanmartin R, Ingles CJ, Vicent M, Gonzalvez C, Diaz-Herrero A, Garcia-Fernandez JM. Positive and negative affect as predictors of social functioning in Spanish children. PloS One. 2018; 13(8):e0201698. [DOI:10.1371/journal.pone.0201698] [PMID] [PMCID]
  12. Spindler H, Denollet J, Kruse C, Pedersen SS. Positive affect and negative affect correlate differently with distress and health-related quality of life in patients with cardiac conditions: Validation of the Danish Global Mood Scale. Journal of Psychosomatic Research. 2009; 67(1):57-65. [DOI:10.1016/j.jpsychores.2008.11.003] [PMID]
  13. Hamilton JL, Burke TA, Stange JP, Kleiman EM, Rubenstein LM, Scopelliti KA, et al. Trait affect, emotion regulation, and the generation of negative and positive interpersonal events. Behavior Therapy. 2017; 48(4):435-47. [DOI:10.1016/j.beth.2017.01.006] [PMID] [PMCID]
  14. Eisenberg N, Spinrad TL, Eggum ND. Emotion-related self-regulation and its relation to children’s maladjustment. Annual Review of Clinical Psychology. 2010; 6:495-525. [DOI:10.1146/annurev.clinpsy.121208.131208] [PMID] [PMCID]
  15. Cole PM, Dennis TA, Smith-Simon KE, Cohen LH. Preschoolers’ emotion regulation strategy understanding: Relations with emotion socialization and child self-regulation. Social Development. 2009; 18(2):324-52. [DOI:10.1111/j.1467-9507.2008.00503.x]
  16. Hughes AA, Kendall PC. Psychometric properties of the Positive and Negative Affect Scale for Children (PANAS-C) in children with anxiety disorders. Child Psychiatry and Human Development. 2009; 40(3):343-52. [DOI:10.1007/s10578-009-0130-4] [PMID]
  17. Crawford JR, Henry JD. The Positive and Negative Affect Schedule (PANAS): Construct validity, measurement properties and normative data in a largenon-clinical sample. British Journal of Clinical Psychology. 2004; 43(3):245-65. [DOI:10.1348/0144665031752934] [PMID]
  18. Ahmadian Vargahan F, Gharraee B, Atef Vahid MK, Habibi M. [The role of perfectionism dimensions and emotion regulation strategies in predicting the severity of depressive and anxiety symptoms of university students (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry & Clinical Psychology. 2014; 20(2):153-61.
  19. Watson D, Clark LA, Tellegen A. Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology. 1988; 54(6):1063-70. [DOI:10.1037/0022-3514.54.6.1063] [PMID]
  20. Laurent J, Catanzaro SJ, Joiner Jr TE, Rudolph KD, Potter KI, Lambert S, et al. A measure of positive and negative affect for children: Scale development and preliminary validation. Psychological Assessment. 1999; 11(3):326-38. [DOI:10.1037/1040-3590.11.3.326]
  21. Ortuno-Sierra J, Santaren-Rosell M, Albeniz AP, Fonseca-Pedrero E. Dimensional structure of the Spanish version of the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) in adolescents and young adults. Psychological Assessment. 2015; 27(3):e1-e9. [DOI:10.1037/pas0000107] [PMID]
  22. Di Fabio A, Bucci O. Affective profiles in Italian high school students: Life satisfaction, psychological well-being, self-esteem, and optimism. Frontiers in Psychology. 2015; 6:1310. [DOI:10.3389/fpsyg.2015.01310] [PMID] [PMCID]
  23. Stevanovic D, Laurent J, Lakic A. Measuring positive and negative affect and physiological hyperarousal among Serbian youth. Journal of Personality Assessment. 2013; 95(1):107-17. [DOI:10.1080/00223891.2012.718301] [PMID]
  24. Thompson ER. Development and validation of an internationally reliable short-form of the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS). Journal of Cross-Cultural Psychology. 2007; 38(2):227-42. [DOI:10.1177/0022022106297301]
  25. Ebesutani C, Regan J, Smith A, Reise S, Higa-McMillan C, Chorpita BF. The 10-item positive and negative affect schedule for children, child and parent shortened versions: Application of item response theory for more efficient assessment. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2012; 34(2):191-203. [DOI:10.1007/s10862-011-9273-2]
  26. Ioannidis CA, Siegling AB. Criterion and incremental validity of the emotion regulation questionnaire. Frontiers in Psychology. 2015; 6:247. [DOI:10.3389/fpsyg.2015.00247] [PMID] [PMCID]
  27. Lotfi M, Bahrampouri L, Amini M, Fatemitabar R, Birashk B, Entezari M, et al. [Persian adaptation of Emotion Regulation Questionnaire for Children and Adolescents (ERQ-CA) (Persian)]. Journal of Mazandaran University of Medical Sciences. 2019; 29(175):117-28.
  28. Kovacs M. The Children’s Depression Inventory (CDI). Psychopharmacology Bulletin. 1985; 2:995–8.
  29. Gullone E, Taffe J. The Emotion Regulation Questionnaire for Children and Adolescents (ERQ-CA): A psychometric evaluation. Psychological Assessment. 2012; 24(2):409-17. [DOI:10.1037/a0025777] [PMID]
  30. Dehshiri GR, Najafi M, Sheikhi M, Habibi Askarabad M. [Investigating primary psychometric properties of Children’s Depression Inventory (CDI) (Pesian)]. Journal of Family Research. 2009; 5(2):159-77.
  31. Spence SH, Barrett PM, Turner CM. Psychometric properties of the Spence Children’s Anxiety Scale with young adolescents. Journal of Anxiety Disorders. 2003; 17(6):605-25. [DOI:10.1016/S0887-6185(02)00236-0]
  32. Mousavi R, Moradi AR, Farzad V, Mahdavi Harsini SE, Spence S, Navabinejad Sh. Psychometric Properties of the Spence Children’s Anxiety Scale with an Iranian sample. International Journal of Psychology. 2007; 1(1):17-26.
  33. Hambleton RK. The next generation of the ITC test translation and adaptation guidelines. European Journal of Psychological Assessment. 2001; 17(3):164-72. [DOI:10.1027//1015-5759.17.3.164]
  34. Epstein J, Santo RM, Guillemin F. A review of guidelines for cross-cultural adaptation of questionnaires could not bring out a consensus. Journal of Clinical Epidemiology. 2015; 68(4):435-41. [DOI:10.1016/j.jclinepi.2014.11.021] [PMID]
  35. Merz EL, Malcarne VL, Roesch SC, Ko CM, Emerson M, Roma VG, et al. Psychometric properties of Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) original and short forms in an African American community sample. Journal of Affective Disorders. 2013; 151(3):942-9. [DOI:10.1016/j.jad.2013.08.011] [PMID] [PMCID]
  36. de Carvalho HW, Andreoli SB, Lara DR, Patrick CJ, Quintana MI, Bressan RA, et al. Structural validity and reliability of the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS): Evidence from a large Brazilian community sample. Brazilian Journal of Psychiatry. 2013; 35(2):169-72. [DOI:10.1590/1516-4446-2012-0957] [PMID]
  37. Vera-Villarroel P, Urzua A, Jaime D, Contreras D, Zych I, Celis-Atenas K, et al. Positive and Negative Affect Schedule (PANAS): Psychometric properties and discriminative capacity in several chilean samples. Evaluation & the Health Professions. 2019; 42(4):473-97. [DOI:10.1177/0163278717745344] [PMID]
  38. Schmidt FL, Le H, Ilies R. Beyond alpha: An empirical examination of the effects of different sources of measurement error on reliability estimates for measures of individual differences constructs. Psychological Methods. 2003; 8(2):206-24. [DOI:10.1037/1082-989X.8.2.206] [PMID]
  39. Wante L, Van Beveren ML, Theuwis L, Braet C. The effects of emotion regulation strategies on positive and negative affect in early adolescents. Cognition & Emotion. 2018; 32(5):988-1002. [DOI:10.1080/02699931.2017.1374242] [PMID]
  40. Eisner LR, Johnson SL, Carver CS. Positive affect regulation in anxiety disorders. Journal of Anxiety Disorders. 2009; 23(5):645-9. [DOI:10.1016/j.janxdis.2009.02.001] [PMID] [PMCID]
  41. Bastian VA, Burns NR, Nettelbeck T. Emotional intelligence predicts life skills, but not as well as personality and cognitive abilities. Personality and Individual Differences. 2005; 39(6):1135-45. [DOI:10.1016/j.paid.2005.04.006]
  42. Feldman GC, Joormann J, Johnson SL. Responses to positive affect: A self-report measure of rumination and dampening. Cognitive Therapy and Research. 2008; 32(4):507-25. [DOI:10.1007/s10608-006-9083-0] [PMID] [PMCID]
  43. Siu AFY. Trait emotional intelligence and its relationships with problem behavior in Hong Kong adolescents. Personality and Individual Differences. 2009; 47(6):553-7. [DOI:10.1016/j.paid.2009.05.004]
  44. Liau AK, Liau AWL, Teoh GBS, Liau MTL. The case for emotional literacy: The influence of emotional intelligence on problem behaviours in Malaysian secondary school students. Journal of Moral Education. 2003; 32(1):51-66. [DOI:10.1080/0305724022000073338]
  45. Patrick CJ, Bernat EM. The construct of emotion as a bridge between personality and psychopathology. In: Krueger F, Tackett JL, editors. Personality and Psychopathology. New York, NY: Guilford Press; 2006.
  46. Clark LA. Temperament as a unifying basis for personality and psychopathology. Journal of Abnormal Psychology. 2005; 114(4):505-21. [DOI:10.1037/0021-843X.114.4.505] [PMID]
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل | موضوع مقاله: روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1397/8/9 | پذیرش: 1398/4/22 | انتشار: 1399/1/30
ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA
بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

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

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2024 CC BY-NC 4.0 | Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology

Designed & Developed by : Yektaweb