مقدمه
اختلال وسواسی-‌جبری یک وضعیت روانی است که باتجربه افکار مزاحم و به دنبال آن برخی رفتارها برای کاهش احساسات ناخوشایند و اضطراب ناشی از وسواس‌ها تعریف می‌شود [1]. وقتی از وسواس صحبت می‌کنیم، درواقع به افکار، تصاویر یا تکانه‌هایی مداومی اشاره می‌کنیم که علی‌رغم ناخواسته یا اضطراب‌آفرین بودن، به ذهن خطور می‌کنند [2]؛ این وسواس‌ها می‌توانند به رفتارهای جبری (رفتارهایی مستمر باهدف کاهش اضطرابی که با موقعیت تناسبی ندارد) بینجامد [3]. اختلال وسواسی-‌جبری چهارمین اختلال شایع روان‌پزشکی است که مطالعات شیوع آن را در طول عمر جمعیت عمومی، 2 تا 3 درصد گزارش کرده‌اند [4]. همچنین شواهد از افزایش قابل‌توجه فراوانی این اختلال، خصوصاً در جوانان خبر می‌دهد [5]. از نگاه پدیدارشناسی، می‌توان این اختلال را به زیرگروه‌هایی مانند وسواس آلودگی، شک یا تردید بیمارگون، تقارن، وسواس جنسی، پرخاشگری، مذهبی و جسمانی و غیره تقسیم کرد [6]. ابتلا به اختلال وسواسی-‌جبری به بروز موانعی جدی در مسیر معاشرت با همسالان و یا حتی زندگی مستقل منجر می‌شود [7].
 افراد مبتلابه اختلال وسواسی-‌جبری، ازآنجایی‌که تمایلات بیش‌ازحدی به کنترل افراطی همسر و اطرافیان خود دارند، معمولاً چالش‌های زیادی را در روابط خود تجربه می‌کنند که این امر در زندگی مشترک آن‌ها‌ به افزایش پریشانی زناشویی، رضایت کمتر از همسر خود و کاهش صمیمیت بین زوجین می‌انجامد [8]. یکی از مهم‌ترین زیرشاخه‌های اختلال وسواسی-‌جبری که به‌تازگی موردتوجه بالینی قرارگرفته است، اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای است [9]. این اختلال از وسواس‌ها و افکار مزاحم درمورد روابط بین فردی صمیمی مانند روابط عاشقانه، رابطه با والدین و فرزند شکل می‌گیرد [10]. در اصل پژوهش‌های اخیر، اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای را به‌عنوان یکی از اشکال اختلال وسواسی-‌جبری که دربرگیرنده تردیدهای مکرر پیرامون ویژگی‌های همسر و رابطه با او و همچنین رفتارهایی که در پاسخ به این تردیدها بروز پیدا می‌کند، موردبررسی قرار داده‌اند [11]. 
اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای در روابط عاشقانه دارای دو شکل عمده رابطه‌محور و شریک‌محور است. اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای متمرکز بر رابطه، دربرگیرنده عدم اطمینان درمورد عشق یا احساسات شریک عاطفی نسبت به خود و یا تردید درمورد احساسات خود نسبت به شریک عاطفی و همچنین تردید در مورد «درست بودن» رابطه است [12]. اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای متمرکز بر شریک عاطفی، دربرگیرنده افکار مزاحم و تردیدهایی درمورد کمبودهای متصورشده در شریک عاطفی، درزمینه‌هایی مانند ظاهر، اخلاق، هوش و غیره است [13]. به نظر می‌رسد یکی از اصلی‌ترین عوامل ایجادکننده اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای، باورهای ناسازگار مرتبط با رابطه و شریک عاطفی باشد [14]. رفتارهای جبری متداولی که در اختلال وسواسی-‌جبر قابل‌مشاهده است، در اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای نیز به شکل بررسی مداوم احساسات شریک عاطفی نسبت به خود فرد یا اصل رابطه بروز می‌کند که هدف آن کاهش ناراحتی ناشی از وسواس‌های مرتبط با اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای است [15]. مطالعات نشان داده‌اند بین علائم اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای متمرکز بر شریک عاطفی و برخی مشکلات شخصی و رابطه‌ای مانند وضعیت عاطفی ضعیف، اختلالات خلقی و لذت کمتر از فعالیت جنسی ارتباط معناداری وجود دارد [16]. 
به نظر می‌رسد پیامدهای کوتاه‌مدت اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای بر تفکر، هیجان و رفتار افراد مبتلا اثرگذار باشد و در درازمدت به علائمی چون افسردگی، اضطراب و پرخاشگری بینجامد [11]. بنابراین وسواس‌ها و رفتارهای اجباری اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای با بخش قابل‌توجهی از نارضایتی شخصی مرتبط است و می‌تواند دلیل بسیاری از مشکلات در رابطه باشد [13]. بی‌اعتمادی وسواسی با رفتارهای اجباری شایع در اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای همراه است، به‌طوری‌که بی‌اعتمادی وسواسی دربرگیرنده بررسی‌های مداوم خصوصیات شریک عاطفی و تردیدهای وسواسی پیرامون قابل‌اعتماد بودن او است و با رفتارهایی ازقبیل ارزیابی مداوم شریک زندگی و احساسات فرد نسبت به او و حتی اقدامات جبری مشابه حسادت وسواسی ازقبیل بررسی لوازم و رفتارهای شریک عاطفی دنبال می‌شود [17]. درواقع بی‌اعتمادی وسواسی به‌عنوان یک رفتار اجباری مرتبط با اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای متمرکز بر شریک عاطفی در نظر گرفته می‌شود که می‌تواند به احساساتی مانند شرم یا گناه منجر شود [17].
تشخیص اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای به دلایل زیادی ممکن است مشکل باشد. به‌عنوان‌مثال، بیشتر افرادی که از علائم اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای رنج می‌برند، معتقدند تجربه آن‌ها جزء طبیعی یک رابطه است و تا زمانی که دردی عمیق و عدم اطمینان را در روابط خود تجربه نکنند، با یک متخصص مشورت نمی‌کنند [18]. ازطرفی وجود تردیدهای وسواسی و رفتارهای اجباری مانند بی‌اعتمادی وسواسی، مقایسه شریک عاطفی و اطمینان‌جویی‌های مکرر به ایجاد تنش در روابط منجر می‌شود و میزان رضایت زناشویی را کاهش می‌دهد [19-20]. بنابراین وجود یک ابزار سنجش قابل‌اعتماد و معتبر درزمینه بالینی و پژوهشی برای سنجش اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای و ویژگی‌های مرتبط با آن ضروری به نظر می‌رسد.
براندس و همکاران مقیاس خودگزارشی ۸ آیتمی بی‌اعتمادی وسواسی را در سال ۲۰۲۰ برای سنجش بی‌اعتمادی وسواسی در روابط عاشقانه طراحی کردند [17]. بررسی‌های انجام‌شده در فضای پژوهشی نشان می‌دهد که این مقیاس در ایران هنجاریابی نشده است. بنابراین باتوجه‌به عدم وجود ابزارهای معتبر و قابل‌اعتماد در ایران برای سنجش بی‌اعتمادی وسواسی در روابط عاشقانه با اهداف بالینی و پژوهشی و باتوجه‌به اهمیت بی‌اعتمادی وسواسی به‌عنوان یکی از جنبه‌های اختلال وسواسی-‌جبری رابطه‌ای، هدف از این مطالعه، هنجاریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در جمعیت ایرانی بود.

روش
پژوهش حاضر یک مطالعه توصیفی باهدف هنجاریابی و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسش‌نامه بی‌اعتمادی وسواسی بود. جامعه آماری پژوهش حاضر شامل کلیه دانشجویان متأهل دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی در بهار و تابستان سال تحصیلی 1400ـ1401 بودند. از روش نمونه‌گیری دردسترس برای شرکت در این پژوهش استفاده شد. طبق پیشینه‌های موجود، رهنمودهای مختلفی جهت تعیین حجم نمونه برای هنجار کردن پرسش‌نامه پیشنهاد شده است که از ۵ نفر تا 20 نفر به ازای هر گویه متغیر است [21]. در پژوهش حاضر به ازای هر گویه 20 نفر شرکت‌کننده جهت هنجارسازی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در نظر گرفته شد. باتوجه‌به اینکه رواسازی می‌بایست از هر دو تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی انجام شود و همچنین با درنظر گرفتن احتمال ریزش نمونه، 2 برابر حجم نمونه پیشنهادی یعنی 36۵ نمونه جمع‌آوری شد. ملاک ورود به این مطالعه شامل رضایت آگاهانه شرکت در آزمون، دانشجوی دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی، سن بین ۱۸ تا ۴۵ سال و متأهل بودن بود. معیارهای خروج نیز شامل انصراف از تکمیل پرسش‌نامه‌ها و تکمیل ناقص و اریب پرسش‌نامه‌ها بود.
 ابتدا محقق پرسش‌نامه را به فارسی ترجمه کرد و پس از آن جهت بررسی و نظارت بر ترجمه یکی از اساتید روان‌شناسی و یکی از مترجمان زبان انگلیسی به‌طور جداگانه آن را بازبینی کرد. سپس ترجمه فارسی به 1 نفر که مسلط به زبان انگلیسی و فارسی بود، داده شد تا ترجمه معکوس صورت بگیرد و در مرحله نهایی هر 2 نسخه ترجمه و متن اصلی توسط نویسنده اول و مسئول بررسی شد و از تأیید و صحت برگردان اطمینان حاصل شد. فرآیند جمع‌آوری نمونه شروع شد. در ابتدا اهداف و روش مطالعه برای شرکت‌کنندگان شرح داده شد و بر محرمانه بودن اطلاعات شخصی تأکید شد. سپس پرسش‌نامه‌ها (به‌ترتیب پرسش‌نامه علائم وسواسی اجباری مربوط به شریک، پرسشنامه بی‌اعتمادی وسواسی، پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس) به منظور بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی، بین دانشجویان دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی تهران که حداقل 18 سال سن داشتند و متأهل بودند، توریع شد.

ابزارها

پرسش‌نامه بی‌اعتمادی وسواسی (ODIS)
در سال 2020،  براندس، استرن و دورون فهرست بی‌اعتمادی وسواسی را ارائه کردند. این مقیاس خودسنجی از 8 ماده با سیستم نمره‌گذاری طیف لیکرت برای سنجش بی‌اعتمادی وسواسی در روابط عاشقانه استفاده می‌کند و پاسخ‌دهندگان باید به هر مورد براساس میزان شباهت بین خود و شریک عاطفی از صفر (اصلاً) تا 4 (خیلی زیاد) امتیاز دهند. در پژوهش براندس، استرن و دورون همسانی درونی، این مقیاس (ɑ کرونباخ) 0/96 گزارش شد. طبق گزارش براندس و همکاران این پرسش‌نامه به‌ترتیب با زیرمقیاس‌های افسردگی‌ـ‌اضطراب‌ـ‌استرس پرسش‌نامه DASS همبستگی 0/40 ، 0/40 و 0/28 نشان داد. همچنین میزان همبستگی با پرسش‌نامه وسواس فکری عملی (OCIR) 0/30 گزارش شد [17].
پرسش‌نامه بازنگری شده وسواس فکری عملی (OCIR)
این پرسش‌نامه یک مقیاس خودسنجی 18 ماده‌ای با سیستم نمره‌گذاری طیف لیکرت 5 درجه‌ای از صفر (اصلاً) تا 4 (بسیار زیاد) است که علائم افکار و اعمال وسواسی را بررسی می‌کند و فوا و همکاران در سال 2002 آن را طراحی کردند. آن‌ها سازگاری درونی آن ( آلفای کرونباخ) را 0/90 گزارش کردند [22]. در سال 2008، محمدی و همکاران اعتبار نسخه فارسی پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی را در یک نمونه دانشجویی بررسی کردند و همسانی درونی ( آلفای کرونباخ) مقیاس را در محدوده 0/50-0/72 گزارش کردند [23]. قاسم‌زاده و همکاران در پژوهش خود که به بررسی روایی و پایایی نسخه فارسی پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی ‌پرداختند، ضریب همسانی درونی در محدوده آلفا را از 0/76 تا 0/86 و پایایی آزمون بازآزمون را با ضریب همبستگی از 0/62 تا 0/76 گزارش کردند. پایایی آزمون بازآزمون کل ابزار در پژوهش آن‌ها 0/75 بود و همبستگی بین زیرمقیاس‌ها و نمره کل ابزار طیفی از 0/51 تا 0/76 را دربر می‌گرفت [24].  

مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس (DASS 21)
این مقیاس را لوی باند و لوی باند در سال ۱۹۹۵ ساخته‌اند. سؤالات این مقیاس به‌صورت لیکرت و ۴ گزینه‌ای تنظیم ‌شده و شامل 21 عبارت مربوط به علائم احساسات منفی (به‌عنوان‌مثال افسردگی، اضطراب و استرس) است. ضرایب سازگاری درونی (آلفای کرونباخ) 3 خرده‌مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس به‌ترتیب 0/91، 0/81 و 0/89 گزارش ‌شده است. [25]. علاوه‌براین، مطالعه براون و همکاران نشان داد که ضرایب سازگاری درونی 3 خرده‌مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس به‌ترتیب 0/96، 0/89 و 0/93 بود. همچنین ضرایب آزمون مجدد 3 زیرمقیاس افسردگی، اضطراب و استرس به‌ترتیب 0/71، 0/79 و 0/82 گزارش‌ شده است. در مطالعه آن‌ها، ساختار 3 عاملی DASS با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی تأیید شد [26]. در ایران، در مطالعه اصغری مقدم و همکاران، ساختار 3 عاملی DASS نیز تأیید شد. پایایی مقیاس‌ها با بررسی ضرایب همسانی درونی (آلفای کرونباخ بالاتر از 0/70 در تمام خرده‌مقیاس‌ها) و ضرایب بازآزمایی (برای مقیاس افسردگی 0/84، برای مقیاس اضطراب 0/89 و برای مقیاس استرس 91/)0 گزارش شد [27].

پرسش‌نامه علائم وسواسی اجباری مربوط به شریک (PROCSI)
پرسش‌نامه وسواس اجباری رابطه‌ای متمرکز بر شریک را دورون و همکاران در سال 2012 ساختند که به‌عنوان یک ابزار خودگزارش‌دهی، وسواس و اجبار در مورد نقص‌های درک‌شده شریک زندگی در 6 حوزه، یعنی ظاهر فیزیکی، اجتماعی بودن، اخلاق، ثبات عاطفی، هوش و شایستگی را موردسنجش قرار می‌دهد. این مقیاس شامل 28 سؤال بود که در آن 4 سؤال از نمره کل حذف شدند. در این پرسش‌نامه از شرکت‌کنندگان خواسته می‌شود تا افکار و رفتارهای خود را درمورد ویژگی‌های شریک خود در مقیاس 5 درجه لیکرت رتبه‌بندی کنند. محدوده نمره ممکن برای کل مقیاس بین 24 تا 120 است و بین 4 تا 20 برای هر خرده‌مقیاس. همسانی درونی مقیاس 0/95 محاسبه شد و پایایی بازآزمون 0/77 به دست آمد [16]. در ایران قمیان و همکاران در سال ۲۰۱۹ ویژگی‌های روان‌سنجی PROCSI را موردسنجش قرار دادند. همسانی درونی در محدوده 0/42 تا 0/82 به دست آمد و تجزیه‌وتحلیل عاملی تأییدی نشان داد که همه همبستگی‌های آزمون مجدد خرده‌مقیاس‌ها و نمره کل مثبت و معنی‌دار است (0/01>P). همچنین، آلفای کرونباخ معیار ظاهری، اجتماعی بودن، اخلاق، ثبات عاطفی، هوش و شایستگی به‌ترتیب 0/76، 0/62، 0/71، 0/71، 0/69، 0/69 و 0/67 و همچنین آلفای کرونباخ در مقیاس کل 0/90 بود [28].

تجزیه‌وتحلیل داده‌ها
داده‌های گردآوری‌شده در این پژوهش با استفاده از نسخه 24 نرم‌افزار‌های SPSS و Amos موردبررسی و تحلیل قرار گرفت. برای ارزیابی روایی پرسش‌نامه بی‌اعتمادی وسواسی از روش تحلیل عاملی اکتشافی، تحلیل عاملی تأییدی و روایی همگرا استفاده شد. برای سنجش روایی همگرا از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده و همچنین از پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی (OCIR)، مقیاس افسردگی‌ـ‌اضطراب‌ـ‌استرس (DASS21) و پرسش‌نامه وسواس متمرکز بر شریک عاطفی (PROCSI) استفاده ‌شده است. برای بررسی پایایی این ابزار از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ و ضریب امگا استفاده شد. اگر میزان آلفای کرونباخ به‌دست‌آمده بالاتر از 0/70 باشد، نشانگر همسانی درونی خوب است. به‌منظور ارائه یک ارزیابی جامع از برازش الگوی مدل، از شاخص نیکویی برازش، شاخص برازش مقایسه‌ای، شاخص نیکویی برازش انطباقی، ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب، برازش مقتصد هنجارشده، برازش تطبیقی مقتصد، توکر و لویس، کای‌اسکوئر بهنجار یا نسبی استفاده شد.

یافته‌ها
 میانگین و انحراف‌معیار سنی شرکت‌کنندگان 8/75±28/67 بود. در این مطالعه از 365 نفر ۲۷۷ نفر معادل 79/9 درصد زن و 88 نفر از آن‌ها معادل 19/3 درصد مرد بودند. همچنین 64 نفر از آزمودنی‌ها معادل 14 درصد دیپلم، 30 نفر معادل 6/6 درصد فوق‌دیپلم، 198 نفر معادل 3/43 درصد لیسانس، 109 معادل 23/9 درصد فوق‌لیسانس، 25 نفر معادل 5/5 دکتری تخصصی و 31 نفر معادل 6/8 درصد دکتر حرفه‌ای داشتند.
برای بررسی روایی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی، از روش تحلیل عاملی اکتشافی، تحلیل عاملی تأییدی و روایی همگرا استفاده شد. برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی از دو نمونه مجزا استفاده شد. تحلیل عاملی اکتشافی بر پایه مفروضه‌هایی استوار است که هرکدام می‌تواند در قابل‌اجرا بودن این روش اثر داشته باشد. ازاین‌رو ابتدا در مورد این مفروضه‌ها بررسی شده است:
 
مناسب بودن داده‌ها
در پاسخ برای اطمینان از مناسب بودن داده‌ها و کفایت نمونه‌برداری از آزمون کفایت نمونه‌گیری کیزر-میر- اولکین استفاده شد. مقدار کومو بین (0) و (1) است. اگر اندازه KMO بالاتر از 0/70 باشد، می‌توان تحلیل عاملی را انجام داد و از کفایت نمونه‌برداری برخوردار است [29]. در پژوهش حاضر مقدار KMO به‌دست‌آمده برابر با 0/94 است که نشان‌دهنده کفایت‌ حجم نمونه داده‌ها است.

همبسته بودن متغیرها
این پیش‌فرض با استفاده از آماره بارتلت مورد بررسی قرار می‌گیرد و مقدار این آماره باید معنادار باشد [30]. در این پژوهش مقدار آماری آزمون کرویت بارتلت 3185/26 شد که سطح معناداری آن کمتر از 0/001 است (001/P<0)؛ بنابراین می‌توان نتیجه گرفت که اجرای تحلیل عاملی براساس ماتریس همبستگی حاصل در گروه نمونه موردمطالعه، قابل توجیه بود.

بار عاملی سؤال‌ها
 مقدار بار عاملی به‌عنوان یک معیار تجربی برای تفسیر عامل‌ها استفاده می‌شود و اگر بار عاملی 0/4 و یا بیشتر باشد، می‌توان آن را معنادار فرض کرد. همبستگی یک متغیر با یک عامل را بار عاملی می‌گویند [29]. بار عاملی 0/4 بیانگر آن است که 16 درصد از واریانس متغیر به‌وسیله عامل تبیین می‌شود. این مقدار واریانس تبیین‌شده، به‌اندازه‌ای هست که بتوان بار عاملی آن را قابل توجیه دانست. به همین علت در تحلیل‌های عاملی با حجم حداقل 100 نفر، ملاک 0/4 ملاک قابل‌قبولی است.
پس از اجرای تحلیل عاملی، تعداد 1 عامل اصلی استخراج شد. برای تعیین اینکه ابزار سنجش موردمطالعه (و به بیان دقیق‌تر، مجموعه سؤال‌ها) از چند عامل اشباع ‌شده است، دو شاخص عمده ارزش ویژه و نسبت واریانس تبیین‌شده توسط هر عامل، مورد توجه قرار گرفته است. برای نمایش مقدار ویژه در برابر تعداد عامل‌های مشخص‌شده از نمودار اسکری استفاده ‌شده است. از نمودار اسکری که در تصویر شماره 1 نشان داده ‌شده است، می‌توان استنباط کرد که شیب نمودار در عامل اول تقریباً افقی می‌شود و این امر نشان‌دهنده آن است که مجموعه متغیرها احتمالاً از یک عامل اشباع ‌شده است و نیز سهم عامل اول در تبیین واریانس کل متغیرها چشمگیر است.



همان‌طور که جدول شماره ۱ و تصویر شماره 1 نشان می‌دهد، تعداد یک مؤلفه، مقدار ویژه آن بیشتر از ۱ است. این مؤلفه، درمجموع 73/79 درصد از کل واریانس مربوط به بی‌اعتمادی وسواسی را تبیین می‌کند.



به‌منظور بررسی ماهیت روابط بین متغیرها و نیز دستیابی به نام‌گذاری مناسب عامل‌ها، ضرایب بالاتر از 0/4 در تعریف عامل‌ها مهم و بامعنی بوده و ضرایب کمتر از این حدود به‌عنوان عامل اضافی در نظر گرفته ‌شده است. هرچه بار عاملی یک سؤال زیادتر باشد، نفوذ آن سؤال در تبیین ماهیت عامل موردنظر بیشتر است. نتایج ماتریس چرخش‌یافته با شیوه واریماکس در جدول شماره 2 ارائه ‌شده است.



همان‌طور که در جدول شماره 2 مشاهده می‌شود تمامی سؤالات از بار عاملی مطلوبی در مقیاس تک عاملی بی‌اعتمادی وسواسی برخوردارند؛ بنابراین تمامی سؤالات توانایی سنجش این سازه رادارند. همچنین شکل گرافیکی مدل عاملی پرسش‌نامه بی‌اعتمادی وسواسی در تصویر شماره ۲ قابل‌مشاهده است.



برای تأیید عامل بی‌اعتمادی وسواسی، براساس مدل اکتشافی استخراج‌شده، از روش تحلیل عاملی تأییدی AMOS استفاده شد. در این روش بارهای عاملی سؤال‌های مقیاس بی‌اعتمادی وسواس که 8 سؤال بود در یک عامل مورد بررسی قرار گرفت. برای انجام تحلیل عاملی از برآوردگر استاندارد استفاده شد، زیرا می‌توان نتیجه گرفت که واریانس هر سؤال به‌ترتیب چند درصد از بی‌اعتمادی وسواسی را تبیین می‌کند. همچنین برای برآورد پارامترها از روش حداکثر درست‌نمایی استفاده شد، زیرا این روش نه‌تنها به مقیاس اندازه‌گیری حساس نیست، بلکه به استفاده از حجم عظیم نمونه نیازی نیست. 
تحلیل عاملی تأییدی بر چندین مفروضه استوار است که به آن اشاره می‌شود:
1-در مدل‌های عاملی مرتبه اول فرض بر این است که نمرات هر موردمطالعه در یک متغیر، منعکس‌کننده وضعیت آن مورد در یک عامل زیربنایی‌تر است که به‌دلیل پنهان بودن آن امکان اندازه‌گیری مستقیم آن وجود ندارد، اما این عامل زیربنایی و پنهان خود از ابعاد پنهان دیگری محسوب نمی‌شود و درواقع تنها یک لایه از متغیر یا متغیرهای پنهان در مدل وجود دارد. در پژوهش حاضر هر 8 گویه بر عامل زیر بنایی بی‌اعتمادی وسواسی بارگذاری شدند.‌
2-متغیرها باید مستقل باشند. در پژوهش حاضر باتوجه‌به اینکه متغیر بی‌اعتمادی وسواسی دارای خرده‌مقیاس نمی‌باشد، این پیش فرض رعایت شده است.
3-حجم نمونه باید کافی باشد. حداقل 5 تا 20 مورد به ازای هر پارامتر حاضر در نمونه موردنیاز است. باتوجه‌به اینکه حجم نمونه ۳۶۵ نفر است، این پیش فرض نیز رعایت شده است.
4-داده‌ها دارای توزیع نرمال باشد و در صورتی که حجم نمونه بالا باشد، تخطی از این پیش فرض بلامانع است. نتایج تست نرمال بودن داده‌ها در تحلیل عاملی تأییدی این مدل نشان داد که نسب بحرانی تمام گویه‌ها بیشتر از 2/58 است. مقدار پایایی مرکب برای گویه اول برابر با 4/42، گویه دوم برابر با 3/32،  گویه سوم برابر با 3/88، گویه چهارم برابر با 3/84،  گویه پنجم برابر با 3/53، گویه ششم برابر با 4/36، گویه هفتم برابر 4/16 و برای گویه هشتم برابر با 4/26 است.
5-عدم وجود داده پرت در میان داده‌ها. برای بررسی این پیش فرض از شاخص ماهالانوبیس استفاده شد. باتوجه‌به نیکویی برازش مدل، 10 مورد از افرادی که سطح معناداری شاخص ماهالونوبیس در آن‌ها بالاتر از 0/05 بود، حذف شد.
 در تحلیل عامل تأییدی همچنین از شاخص کای، نسبت مجذور کای به درجه آزادی، شاخص نکویی برارزش، شاخص نکویی برارزش تعدیل‌یافته، شاخص برازش توکر-لویس، شاخص برازش هنجارشده مقتصد، شاخص برازش تطبیقی مقتصد، شاخص برازندگی تطبیقی و ریشه دوم واریانس خطای تقریب استفاده شد. نتایج شاخص‌های برازندگی در جدول شماره ۳ قابل‌‌مشاهده است.



زمانی مدل دارای برازش مناسب است که شاخص‌های برازش توکر-لویس، نکویی برازندگی و برازندگی تطبیقی بالاتر از 0/9 باشند، شاخص نکویی برازندگی تعدیل‌یافته بالاتر از 0/85، شاخص برازش تطبیقی مقتصد و شاخص برازش هنجارشده مقتصد بالاتر از 0/5، شاخص نسبت مجذور کای به درجه آزادی کمتر از 3 و شاخص ریشه دوم واریانس خطای تقریب کمتر 0/08 باشند [31]. باتوجه‌به جدول شماره ۳، مشاهده می‌شود که تمامی شاخص‌ها قابل‌قبول می‌باشند، بنابراین مدل از برازش کلی برخوردار است.
برای بررسی روایی همگرا از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده استفاده شد. شاخص AVE درصورتی که بیشتر از 0/5 باشد، قابل‌قبول است. در این پژوهش مقدار AVE برابر با 0/69 برآورد شد. روایی همگرای مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی همچنین از راه همبسته کردن آن با پرسش‌نامه‌های افسردگی‌ـ‌اضطراب‌ـ‌استرس، وسواس فکری عملی فوا و وسواس رابطه‌ای متمرکز بر شریک محاسبه شد. همان‌طور که در جدول شماره 4 مشاهده می‌شود بین بی‌اعتمادی وسواسی و مقیاس افسردگی‌ـ‌اضطراب‌ـ‌استرس، پرسش‌نامه تجدیدنظرشده وسواس فکری عملی و مقیاس وسواس رابطه‌ای متمرکز بر شریک همبستگی مثبت و معنادار وجود دارد. این نتایج، روایی همگرای مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی را تأیید می‌کند.
جهت بررسی پایایی این ابزار از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ و ضریب امگا استفاده شد. نتایج نشان داد که مقدار پایایی مرکب، مقدار آلفای کرونباخ و ضریب امگا هر سه 0/94 می‌باشد که نشانه پایایی مناسب مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی می‌باشد. بنابراین باتوجه‌به نتایج می‌توان گفت که این مقیاس از پایایی و ورایی لازم برخوردار است.




بحث
اختلال وسواسی-جبری رابطه‌ای است که اغلب در دوران بزرگسالی رخ می‌دهد، با تصمیمات مهم زندگی که نیاز به تعهد دارند (مانند ازدواج کردن) هم‌زمان می‌شود، بنابراین افراد مبتلابه این اختلال غالباً عملکرد ارتباطی آشفته‌ای دارند [32]. تردیدها و افکار مزاحم درمورد درستی رابطه و ویژگی‌های شریک عاطفی، به رفتارهای اجباری مانند مقایسه‌های مکرر، اطمینان‌جویی‌های افراطی و بی‌اعتمادی وسواسی منجر می‌شود [17، 28]. بی‌اعتمادی وسواسی ممکن است شکل پیچیده و ناتوان‌کننده‌ای از ROCD متمرکز بر شریک زندگی باشد. عدم اعتماد نسبت به شریک عاطفی، ممکن است به‌طور منحصربه‌فردی با علائم خلقی منفی و خشونت رابطه مرتبط باشد [17].
پژوهش حاضر باهدف ارزیابی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی انجام شد. در این مطالعه اعتبار و پایایی نسخه فارسی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در نمونه‌ای از دانشجویان متأهل دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی شهر تهران بررسی شد. نتایج مطالعه حاضر از مناسب بودن ویژگی‌های روان‌سنجی این ابزار در جمعیت ایرانی حمایت می‌کند.
نتیجه‌ تحلیل عاملی پژوهش حاضر، همسو با مطالعه‌ برندس و همکاران، از ساختار تک عاملی نسخه فارسی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی حمایت کرد. به بیان دقیق‌تر بارهای عاملی 0/79 تا 0/88 در این پژوهش به بارهای عاملی (0/79تا 0/93) نسخه اصلی پرسش‌نامه بی‌اعتمادی وسواسی نزدیک است [17]. همچنین نتایج ارزیابی شاخص‌های برازش، نشان داد ساختار تک عاملی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در نمونه‌ای از دانشجویان از برارزش خوبی برخوردار است. ساختار تک عاملی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی پیشنهاد می‌کند که در صورت استفاده از این مقیاس از نمره کل (جمع بستن همه ۸ آیتم) استفاده شود. 
یافته‌های پژوهش حاضر از اعتبار همگرایی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی نیز حمایت کرد. به‌طور اختصاصی، در این پژوهش براساس پژوهش براندس و همکاران [17]، از مقیاس افسردگی‌ـ ضطراب‌ـ‌استرس (DASS21)، پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی فوا (OCIR) و مقیاس وسواس رابطه‌ای متمرکز بر شریک (PROCSI) برای سنجش روایی همگرا استفاده شد. نتایج نشان داد نمره‌های مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی با پرسش‌نامه بازنگری‌شده وسواس فکری عملی، مقیاس افسردگی‌ـ‌اضطراب‌ـ‌استرس و مقیاس وسواس رابطه‌ای متمرکز بر شریک همبستگی مثبت و معناداری دارد.
 در تبیین این یافته می‌توان گفت بی‌اعتمادی وسواسی شامل بررسی‌های مداوم خصوصیات شریک عاطفی و تردیدهای وسواسی پیرامون قابل‌اعتماد بودن او است که معمولاً همراه با سایر رفتارهای اجباری اختلال وسواسی-جبری رابطه‌ای متمرکز بر شریک دیده می‌شود و ممکن است به‌عنوان دامنه جدیدی از وسواس متمرکز بر شریک در نظر گرفته شود [10، 17].بی‌اعتمادی وسواسی ممکن است به حسادت شناختی و رفتاری و همچنین اعمال پرخاشگرانه نسبت به شریک عاطفی منجر شود که فرد را در برابر ابتلا به اضطراب و افسردگی آسیب‌پذیر می‌کند [17، 33، 34].
برای بررسی پایایی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی از همسانی درونی آلفای کرونباخ استفاده شد. مقدار آلفای کرونباخ 0/94 به دست آمد که نشان‌دهنده پایایی مناسب مقیاس است. یافته این پژوهش با یافته پژوهش براندس و همکاران [17]، که آلفای کرونباخ مقیاس را 0/96 به دست آوردند، همسو است.
در تفسیر و تعمیم نتایج به‌دست‌آمده از بررسی اعتبار و پایایی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی محدودیت‌هایی وجود دارد:
 اول علارغم اینکه این پژوهش برای سنین ۱۸ الی ۴۵ سال طراحی‌شده است، اما میانگین سنی شرکت‌کنندگان در پژوهش 8/75±28/67 بود. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های بعدی دامنه سنی وسیع‌تری در نظر گرفته شود. 
دوم پایایی آزمون و بازآزمون مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در این مطالعه بررسی نشد که بهتر است در مطالعات بعدی بررسی شود. 
سوم اینکه تنها مقیاس‌های خودگزارشی برای سنجش اعتبار همگرا مورد استفاده قرار گرفت، بنابراین نتایج ممکن است تحت تأثیر اثر روش قرار گیرد.

نتیجه‌گیری
به‌طورکلی نتایج مطالعه حاضر نشان داد نسخه فارسی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی از ویژگی‌های روان‌سنجی و روایی همگرایی مطلوبی برخوردار است. همچنین مشخص شد که ساختار تک‌عاملی و همسانی درونی این مقیاس در فرهنگ ایرانی نیز تأیید شده است. پژوهشگران با اطمینان می‌توانند از نسخه فارسی مقیاس بی‌اعتمادی وسواسی در اقدامات پژوهشی و ارزیابی اثربخشی مداخلات بالینی استفاده کنند. 

ملاحظات اخلاقی
در پژوهش حاضر اصل رازداری، محرمانه بودن اطلاعات و اصل رضایت آگاهانه رعایت شد. این مطالعه در دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی با کد اخلاق IR.SBMU.RETECH.REC.1400.1131 ثبت ‌شده است.

حامی مالی
این پژوهش با حمایت مالی کمیته تحقیقات و فناوری دانشجویی دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی انجام ‌شده است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: امیرسام کیانی مقدم، فرناز دوستداری و مهیار ارض‌پیما؛ تحقیق و بررسی: مهیار ارض‌پیما و فرناز دوستداری؛ ویراستاری و نهایی سازی: فرناز دوستداری و زهرا امان اللهی؛ نظارت: امیرسام کیانی مقدم.

تعارض منافع
بنا بر اظهار نویسندگان این مقاله تضاد منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که در اجرای پژوهش حاضر ما را یاری کردند، تقدیر و تشکر می‌شود.
 

1. Steketee G, Frost RO, Cohen I. Beliefs in obsessive-compulsive disorder. Journal of Anxiety Disorders. 1998; 12(6):525-37. [DOI:10.1016/S0887-6185(98)00030-9] [PMID]
2. Guazzini A, Gursesli MC, Serritella E, Tani M, Duradoni M. Obsessive-Compulsive Disorder (OCD) types and social media: Are social media important and impactful for OCD People? European Journal of Investigation in Health, Psychology and Education. 2022; 12(8):1108-20. [DOI:10.3390/ejihpe12080078] [PMID]
3. Abramowitz J, Houts AC. What is OCD and what is not? Problems with the OCD spectrum concept. The Scientific Review of Mental Health Practice: Objective Investigations of Controversial and Unorthodox Claims in Clinical Psychology, Psychiatry, and Social Work. 2002; 1(2):139-56. [Link]
4. Sadock BJ, Sadock VA,  Ruiz P. Kaplan and Sadock's synopsis of psychiatry: Behavioral sciences/clinical psychiatry (11th ed.). Pennsylvania: Wolters Kluwer Health; 2015. [Link]
5. Gava I, Barbui C, Aguglia E, Carlino D, Churchill R, De Vanna M, McGuire H. Psychological treatments versus treatment as usual for obsessive compulsive disorder (OCD). Cochrane Database of Systematic Reviews. 2007; (2):CD005333. [DOI:10.1002/14651858.CD005333.pub2] [PMID]
6. American Psychiatric Association DS, American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders: DSM-5. Washington, DC: American Psychiatric Association; 2013. [Link]
7. Veale D, Roberts A. Obsessive-compulsive disorder. BMJ (Clinical research ed). 2014; 348:g2183. [DOI:10.1136/bmj.g2183] [PMID]
8. Kasalova P, Prasko J, Ociskova M, Holubova M, Vanek J, Kantor K, et al. Marriage under control: Obsessive compulsive disorder and partnership. Neuroendocrinology Letters. 2020; 41(3):134-45. [PMID]
9. Naji Meydani F, Doos Ali Vand H, Abasi I, Noori M. [Mediating role of difficulties in emotion regulation and experiential avoidance in the relationship between attachment styles and severity of relationship obsessive-compulsive disorder symptoms (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2022; 28(3):328-45. [DOI:10.32598/ijpcp.28.3.4175.1]
10. Doron G, Derby DS, Szepsenwol O. Relationship obsessive compulsive disorder (ROCD): A conceptual framework. Journal of Obsessive-Compulsive and Related Disorders. 2014; 3(2):169-80. [DOI:10.1016/j.jocrd.2013.12.005]
11. Ghomian S, Shaeiri M, Farahani H. Relationship Obsessive Compulsive Disorder (ROCD) in Iranian culture: Symptoms, causes and consequences. Journal of Fundamentals of Mental Health. 2021; 23(6):397-408. [Link]
12. Melli G, Caccico L, Micheli E, Bulli F, Doron G. Pathological narcissism and relationship obsessive-compulsive disorder (ROCD) symptoms: Exploring the role of vulnerable narcissism. Journal of Clinical Psychology. 2024; 80(1):144-57. [PMID]
13. Littman R, Leibovits G, Halfon CN, Schonbach M, Doron G. Interpersonal transmission of ROCD symptoms and susceptibility to infidelity in romantic relationships. Journal of Obsessive-Compulsive and Related Disorders. 2023; 37:100802. [DOI:10.1016/j.jocrd.2023.100802]
14. Doron G, Derby D, Szepsenwol O, Nahaloni E, Moulding R. Relationship obsessive-compulsive disorder: Interference, symptoms, and maladaptive beliefs. Frontiers in Psychiatry. 2016; 7:58. [DOI:10.3389/fpsyt.2016.00058] [PMID]
15. Doron G, Derby D. Assessment and treatment of relationship-related OCD symptoms (ROCD): A modular approach. In: Abramowitz JS, McKay D,  Storch  EA, editors. The Wiley handbook of obsessive compulsive disorders. New Jersey: John Wiley & Sons Ltd; 2017.  [DOI:10.1002/9781118890233.ch30]
16. Doron G, Derby DS, Szepsenwol O, Talmor D. Flaws and all: Exploring partner-focused obsessive-compulsive symptoms. Journal of Obsessive-Compulsive and Related Disorders. 2012; 1(4):234-43. [DOI:10.1016/j.jocrd.2012.05.004]
17. Brandes O, Stern A, Doron G. “I just can’t trust my partner”: Evaluating associations between untrustworthiness obsessions, relationship obsessions and couples violence. Journal of Obsessive-Compulsive and Related Disorders. 2020; 24:100500. [DOI:10.1016/j.jocrd.2019.100500]
18. Ghomian S, Shaeiri MR, Farahani H. Obsession improvement in female patients with relationship obsessive compulsive disorder: A single subject study. Journal of Fundamentals of Mental Health. 2022; 24(4):241-51. [Link]
19. Gorelik M, Szepsenwol O, Doron G. Promoting couples’ resilience to relationship obsessive compulsive disorder (ROCD) symptoms using a CBT-based mobile application: A randomized controlled trial. Heliyon. 2023; 9(11):e21673.  [DOI:10.1016/j.heliyon.2023.e21673] [PMID]
20. Doron G, Mizrahi M, Szepsenwol O, Derby D. Right or flawed: Relationship obsessions and sexual satisfaction. The Journal of Sexual Medicine. 2014; 11(9):2218-24. [DOI:10.1111/jsm.12616] [PMID]
21. Anthoine E, Moret L, Regnault A, Sébille V, Hardouin JB. Sample size used to validate a scale: A review of publications on newly-developed patient reported outcomes measures. Health and Quality of Life Outcomes. 2014; 12:176. [DOI:10.1186/s12955-014-0176-2] [PMID]
22. Foa EB, Huppert JD, Leiberg S, Langner R, Kichic R, Hajcak G, et al. The Obsessive-Compulsive Inventory: Development and validation of a short version. Psychological Assessment. 2002; 14(4):485-96. [DOI:10.1037/1040-3590.14.4.485] [PMID]
23. Mohammadi A, Zamani R, Fata L. [Validation of the Persian version of the obsessive-compulsive inventory-revised in a student sample (Persian)]. Psychological Research. 2008; 11(1-2):66-78. [Link]
24. Ghassemzadeh H, Shams G, Abedi J, Karamghadiri N, Ebrahimkhani N, Rajabloo M. Psychometric properties of a Persian-language version of the obsessive-compulsive inventory-revised: OCI-R-Persian. Psychology. 2011; 2(03):210-5. [DOI:10.4236/psych.2011.23032]
25. 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. Behaviour Research and Therapy. 1995; 33(3):335-43. [DOI:10.1016/0005-7967(94)00075-U] [PMID]
26. Brown TA, Chorpita BF, Barlow DH. Structural relationships among dimensions of the DSM-IV anxiety and mood disorders and dimensions of negative affect, positive affect, and autonomic arousal. Journal of Abnormal Psychology. 1998; 107(2):179-92.[DOI:10.1037/0021-843X.107.2.179]
27. Asghari A, Saed F, Dibajnia P. Psychometric properties of the Depression Anxiety Stress Scales-21 (DASS-21) in a non-clinical Iranian sample. International Journal of Psychology. 2008;  2(2):82-102. [Link]
28. Ghomian S, Shaeiri MR, Farahani H. Factor structure, validity and reliability of PROCSI; A questionnaire to measure relationship obsessive compulsive disorder. Journal of Fundamentals of Mental Health. 2019; 21(5):334-44. [Link]
29. Kline P. An easy guide to factor analysis. London: Routledge; 1994. [DOI:10.4324/9781315788135]
30. Jones DH. Book review: Statistical Methods, 8th Edition George W. Snedecor and William G. Cochran Ames: Iowa State University Press, 1989. xix + 491 pp. Journal of Educational Statistics. 1994; 19(3):304-7. [DOI:10.3102/10769986019003304]
31. Schermelleh-Engel K, Moosbrugger H, Müller H. Evaluating the fit of structural equation models: Tests of significance and descriptive goodness-of-fit measures. Methods of Psychological Research Online. 2003; 8(2):23-74. [Link]
32. Mancin P, Malerba A, Doron G, Ghisi M, Cerea S. “Can I Have More Than This?” The Role of Romantic Relationship Quality, Maximization Style, and Social Media Addiction in Relationship Obsessive Compulsive Disorder Symptoms. Cyberpsychology, Behavior, and Social Networking. 2024. [PMID]
33. Doron G, Szepsenwol O. Partner-focused obsessions and self-esteem: An experimental investigation. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry. 2015; 49(Pt B):173-9. [DOI:10.1016/j.jbtep.2015.05.007] [PMID]
34. Szepsenwol O, Shahar B, Doron G. Letting it linger: Exploring the longitudinal effects of relationship-related obsessive-compulsive phenomena. Journal of Obsessive-Compulsive and Related Disorders. 2016; 11:101-4. [DOI:10.1016/j.jocrd.2016.10.001]