مقدمه
 مطالعات اخیر در گستره‌ روان‌شناسی، فلسفه و علوم اعصاب بر ارزیابی بازنمایی‌های مغزی «خود» متمرکز شده‌اند [1، 2]. باوجوداین، گرچه مطالعات عینی و تجربی زیادی درمورد رابطه‌ بدن و «خود» انجام شده است اما پیدایش آن در قالب یک کلیت پدیداری هنوز مورد ‌بررسی قرار‌ نگرفته ‌است [3]. دراین‌میان، مجادلات بر سر پیوند بدن و «خود» در قالب مفهومی به نام تن‌آگینی تبلور یافته ‌است. بخشی از احساسات فاعلی «خود» که درون بدن و نظام حرکتی بنیان نهاده می‌شوند، دریافت تن‌آگین خود نام دارد [4] که بر مبنای هماهنگی حسی چندوجهی [5] یا هماهنگی پیش‌بینی‌های حرکتی با بازخوردها و پیامدهای واقعی [6] موردارزیابی قرار می‌گیرد. از این منظر، «خود» به دوسطح کمینه و روایتی تقسیم می‌شود. خودکمینه یا همان حس آغازین «خود»، تجربه‌ آگاهانه‌ پیش‌تأملی [7] و پیش‌زبانی [8] سایر موضوع‌ها از طریق بدن است [9-12]؛ باوجوداین، خودکمینه حق مطلب را ادا نمی‌کند و برای تشکیل بازنمایی‌های «خود» کافی نیست [2]. خودروایتی، مفهومی است که به همین منظور ساخته شده است. این ساختار روایتی اجتماعی به‌عنوان نوعی مالکیت اول‌شخص به خودکمینه وابسته است و از طریق تلاش‌های ما برای فهم تجارب در حال تغییرمان شکل می‌یابد و از نو پیکربندی می‌شود [13]. ویژگی اصلی این بعد، تأیید ساختار تاریخی تجربه‌ «خود» است؛ به این ترتیب، ESS از دو بعد کمینه و روایتی تشکیل شده است؛ به‌نحوی‌که خودکمینه برمبنای احساس مالکیت و عاملیت و خودروایتی براساس پیوستگی و تجانس تفکیک می‌شود [2]. از این منظر، تجربه‌گری آغازین و ادراک روایتی نه‌تنها کاملاً جدا به نظر نمی‌رسند بلکه باید در پیکره‌ تن‌آگینی به انسجامی دست یابند که جوهر «خود» به‌مثابه‌ هویت و شخصیت است. 
بااین‌حال، تحول ESS همیشه دارای خطاهایی است که با پیامدهایی شامل تخریب مرزهای خود و دیگری، گسست و جسمانی‌سازی همراه است [14]. این خطاها نه‌تنها بهبود اختلالات روان‌شناختی بلکه بازگشت به زندگی روزمره در افراد دچار صدمات مغزی را تحت‌ تأثیر قرار می‌دهند [15] و به نظر می‌رسد در جمعیت عادی نیز خطر ابتلا به اختلالات گسستی و طیف سایکوز را افزایش دهند؛ ازاین‌رو ارزیابی چنین تجاربی در جمعیت بهنجار و بالینی نیازمند ابزارهایی مناسب است. 
آسای و همکاران در سال 2016 مقیاس دریافت تن‌آگین خود (ESSS) را با همین هدف طراحی کرده‌اند. این مقیاس، دارای 25 گویه و 3 عامل است که هریک به نحوی رابطه‌ بدن و خود را ارزیابی می‌کنند؛ درواقع، پاسخ‌دهنده باید اعلام کند که موارد ارائه‌شده در هریک از گویه‌ها تا چه حد با تجارب روز‌مره‌ فرد مطابقت دارد. بر همین اساس، مالکیت، احساس مالکیت بر بدن، اموال و فراتر از آن، موجودیت و واقعیت «خود» را می‌سنجد و آسیب آن در شخصیت‌زدایی بروز می‌یابد که فرد، بدن و هویتش را متعلق به خود نمی‌داند [16]. عاملیت نیز به احساس کنترل بر بدن و حتی اهداف اشاره دارد که قصد انجام عمل را تحت‌تأثیر قرار می‌دهد. آسیب احساس عاملیت به شکل ناتوانی در دستکاری بدن، کاربرد ابزارها یا انجام اعمال دلخواه ظهور می‌یابد که اگرچه ویژگی افراد مبتلابه اسکیزوفرنی است، در میان جمعیت عادی و افرادی با رگه‌های شخصیتی اسکیزوتایپال نیز دیده می‌شود [2، 17]. روایت، پیوستگی زمانی و ماهیت بی‌همتای «خود» را ارزیابی می‌کند که از طریق حرکات و اعمال بدن، قابل‌ردیابی است. گرچه قابلیت روایت در بیماران اسکیزوفرنیک آسیب‌دیده بر مبنای شواهد است، بیشترین میزان آن در افراد اسکیزوتایپال بروز می‌یابد [2]؛ بااین‌حال، نتایج اعتباریابی ESSS در ایتالیا نشان می‌دهد برازش مدل نسخه‌ 3 عاملی اصلی برای نمونه‌ ایتالیایی ناکافی است و براساس تحلیل عاملی اکتشافی، 3 عامل بازشناسی خود، پیوستگی خود و خودآگاهی پیشنهاد می‌شود [18].  
ابزارهای اندکی برای بررسی ابعاد گوناگون تن‌آگینی ساخته شده است که اغلب آن‌ها یک گروه خاص را هدف قرار داده‌اند یا صرفاً پیامدهای تن‌آگینی را به‌عنوان شاخصی برای بهزیستی ارزیابی می‌کنند [19]؛ به بیان دیگر، ESSS تنها ابزاری است که بیش از کاربردهای بالینی بر چگونگی سازمان‌دهی بدنی خود در جمعیت عادی، بهبود عوارض ناشی از آسیب‌های مغزی و پیشگیری از اختلالات سایکوتیک و گسستی متمرکز شده است؛ به‌علاوه، ازآنجاکه فاعلیت تن‌آگین به نحوی بین‌فردی تشکیل می‌شود، پاسخ به دیگری و درمجموع، بافت فرهنگی شامل مؤلفه‌هایی مانند جنسیت، قومیت، جنس و معلولیت است که همیشه چشم‌انداز بدنی و درنهایت تعریف از خودمان را تحت ‌تأثیر قرار می‌دهد [13]. این موضوع باعث شده‌ است فرهنگ‌های گوناگون از دریچه‌های متفاوتی به (ESS) بنگرند؛ ازاین‌رو، پژوهش حاضر با هدف اعتباریابی و سنجش پایایی مقیاس دریافت تن‌آگین خود در فرهنگ ایرانی طراحی شده است.

روش
مطالعه‌ حاضر از نوع ارزشیابی است. از بین افراد دردسترس فعال در شبکه‌های مجازی ( تلگرام و واتساپ) 215 نفر از رده‌ سنی 20-۶۵ سال (160زن و 55 مرد با میانگین سنی 10/81± 33/34) انتخاب شدند. حجم نمونه با استفاده از قاعده‌ بنتلر و چو تخمین زده شد [20]؛ طبق این قاعده 5 تا 15 شرکت‌کننده به‌ازای تعداد سؤالات، حجم نمونه‌ کافی را مشخص می‌کند. بنابراین باتوجه‌به 25 گویه‌ ESSS تعداد نمونه‌ لازم در دامنه‌ 125 تا 375 نفر قرار می‌گیرد؛ ازاین‌رو برای جبران ریزش، فرآیند نمونه‌گیری تا رسیدن به تعداد نمونه‌ موردنیاز ادامه یافت. 
روش نمونه‌گیری در این پژوهش از نوع دردسترس و به‌صورت آنلاین بود. به این ترتیب افرادی که مایل به شرکت در پژوهش بودند وارد مطالعه شدند. معیار ورود به پژوهش، سن بالای 19 سال و رضایت به شرکت در این فرآیند بود؛ به‌علاوه شرکت‌کنندگانی که به گویه‌ «با رضایت کامل و آگاهی از اهداف پژوهش حاضر در آن شرکت می‌کنم» پاسخ «خیر» دادند، یا حداقل به یک سؤال پاسخ ندادند و یا الگوی پاسخ‌دهی خاصی را دنبال کرده بودند از پژوهش کنار گذاشته شدند. 

ابزار‌های پژوهش

پرسش‌نامه‌ی اطلاعات جمعیت‌شناختی
اطلاعات جمعیت‌شناختی از طریق پرسش‌نامه‌ای جمع‌آوری شد که توسط پژوهش‌گر ساخته شده بود. این پرسش‌نامه شامل اطلاعات مربوط به سن، جنسیت، وضعیت تأهل و سطح تحصیلات بود. 

مقیاس دریافت تن‌آگین خود (ESSS)
 این مقیاس را که آسای و همکاران با هدف سنجش احساسات تن‌آگین خود ساخته‌اند، 25 گویه دارد که در قالب طیف لیکرت 5 گزینه‌ای از بسیار مخالفم (1) تا بسیار موافقم (4) نمره‌گذاری می‌شود [2]. ESSS از 3 عامل مالکیت، روایت و عاملیت تشکیل شده که به‌ترتیب دارای 9، 8 و 8 گویه هستند و برای نمره‌گذاری، امتیازهای فرد در گویه‌های هر عامل با هم جمع می‌شوند. نمره‌ بیشتر در هر عامل به این معنا است که فرد، ویژگی مرتبط با آن را غریب‌تر تجربه می‌کند؛ به این ترتیب، گستره‌ نمرات برای خرده‌مقیاس مالکیت 9-45 و برای خرده‌مقیاس‌های عاملیت و روایت 8-40 است؛ به‌علاوه، نمره‌ کل در گستره‌ 25- 125 قرار می‌گیرد. آلفای کرونباخ به‌عنوان شاخص همسانی درونی برای کل مقیاس و خرده‌مقیاس‌های مالکیت، روایت و عاملیت به‌ترتیب 0/84، 0/74، 0/75 و 0/71بوده است. پایایی آزمون-‌بازآزمون نیز پس از 1 ماه برای کل مقیاس و خرده‌مقیاس‌های مالکیت، روایت و عاملیت به‌ترتیب 0/82، 0/84، 0/81 و 0/78 گزارش شده است. 
روایی هم‌گرا به استناد همبستگی مثبت معنادار بین ESSS و O-LIFE/SOAS و روایی واگرا نیز با تکیه بر همبستگی معنادار با اندازه‌ اثر کوچک بین ESSS و IRI مورد‌محاسبه قرارگرفت؛ به‌علاوه، صرف‌نظر از اینکه عامل، مالکیت، روایت یا عاملیت باشد در همه‌‌ موارد، تفاوت معناداری بین اسکیزوفرنیک‌ها با افراد دارای نقص عضو یا گروه کنترل مشاهده شد که نشان‌دهنده‌ روایی پیش‌بین و بالینی این ابزار بود. در پژوهش حاضر نیز آلفای کرونباخ برای مدل دو عاملی و خرده‌مقیاس‌های عاملیت و روایت به‌ترتیب 0/86، 0/83 و 0/86 بود که نشان داد ابزار از همسانی درونی خوبی برخوردار است؛ روایی هم‌گرا نیز برای عاملیت، روایت و کل مقیاس به‌ترتیب 0/45، 0/52 و 0/42 بود؛ به‌علاوه، روایی هم‌زمان و واگرا نیز براساس ضرایب همبستگیESSS با مقیاس تجارب گسستی و شاخص رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه به‌ترتیب 0/58 و 0/30 بود که نشان داد گرچه ابزار، روایی هم‌زمان متوسطی دارد اما فاقد روایی واگرا است و نیاز به بررسی‌های اکتشافی دقیق‌تری دارد. 
 نسخه‌ فارسی ESSS طی مراحل ترجمه، بازترجمه و اطمینان‌یابی از هم‌ارزی مفهومی مقیاس‌ها تهیه شد [21]. به این منظور، ابتدا نسخه‌ اصلی مقیاس، توسط یک دانشجوی دکتری روان‌شناسی و یک متخصص زبان انگلیسی به فارسی ترجمه و ازلحاظ نگارشی ویرایش شد. نسخه‌های ترجمه‌شده توسط یکی از اعضای هیئت علمی گروه روان‌شناسی که به فرهنگ و زبان انگلیسی مسلط بود با متن انگلیسی تطبیق داده شد؛ سرانجام متن نهایی توسط یک مترجم زبان انگلیسی بازترجمه شد و نویسنده‌ اول، آن را با نسخه‌ اصلی مقایسه کرد تا از تطابق دو نسخه اطمینان حاصل شود. تلاش شد نسخه بازترجمه منطبق با محتوای نسخه‌ اصلی و موردتأیید سازندگان آن باشد.

 مقیاس تجارب گسستی (DESII)
مقیاس DES یک پرسش‌نامه‌ خودسنجی 28 ماده‌ای است که در سال 1986 پوتنام و برنستاین با هدف غربال‌گری تجارب گسستی در نمونه‌های بالینی و غیربالینی طراحی کرده‌اند [22]. نمره‌گذاری پرسش‌نامه‌ مذکور نیز از طریق یک معیار قیاسی دیداری 11 ‌نقطه‌ای از (0) درصد (هرگز) تا 100 درصد (همیشه) انجام می‌شود. نسخه‌ دوم DES یعنی DESII شامل همان پرسش‌ها نسخه‌ پیشین است اما معیار پاسخ‌دهی متفاوتی دارد که نمره‌گذاری را ساده‌تر می‌کند. مؤلفه‌های فرعی گسست شامل تجارب فراموشی، جذب و شخصیت‌زدایی/واقعیت‌زدایی است؛ باوجوداین، پژوهش حاضر، نسخه‌ای از DESII را مورد استفاده قرار می‌دهد که با استناد به یافته‌های پیشین، ساختاری 3 ‌عاملی دارد که بر جذب، چندپارگی و گسستگی متمرکز است. نمره‌گذاری این مقیاس، معادل میانگین همه‌ پاسخ‌ها در دامنه‌ای از(0-100) است؛ به‌عبارت‌ دیگر برای دستیابی به میانگین کل، پرسش‌ها با حذف صفر پشت درصد، نمره‌گذاری می‌شوند (مثلا 8=80%)؛ سپس این نمرات برای دستیابی به امتیاز کل، جمع و سرانجام امتیاز کل ضرب در 10 و بر تعداد پرسش‌ها تقسیم می‌شود. میانگین کل بالاتر و پایین‌تر از 30 به‌ترتیب نشان‌دهنده‌ سطوح بالا و پایین گسست هستند. 
همسانی درونی پرسش‌‌های DESII براساس ضرایب آلفای کرونباخ و همبستگی با روش دونیمه‌سازی به‌ترتیب 0/92 و 0/82 گزارش شده است [23]. به‌علاوه، آلفای کرونباخ پرسش‌های این مقیاس در جامعه ایرانی از 0/93 تا 0/94 نوسان داشته و ضریب همبستگی با روش دونیمه‌سازی نیز 0/89 بوده است که هردو گویای اعتبار مناسب این مقیاس هستند [24]. در پژوهش حاضر نیز آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌های جذب، چندپارگی و گسستگی به‌ترتیب 0/87، 0/67 و 0/75 و برای کل مقیاس 0/90 بود که همسانی درونی خوب ابزار را نشان می‌دهد. 

شاخص گرایش‌های خیر جامعه‌پسندانه(PTM) 
این شاخص خودگزارش‌دهی 23 سؤالی در سال 2002 کارلو و رندال ساخته‌اند؛ هدف آن، ارزیابی رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه‌ متفاوت در اواخر نوجوانی و بزرگسالی بود. 6 خرده‌مقیاس این شاخص، رفتارهای سازگار، علنی، بی‌نام و نشان، پریشان‌کننده، هیجانی و نوع‌دوستانه هستند [25]. همه‌ خرده‌مقیاس‌ها جداگانه و براساس مقیاس لیکرت 5 گزینه‌ای از 1 ( اصلاً من را توصیف نمی‌کند) تا 5 ( من را به‌خوبی توصیف می‌کند) نمره‌گذاری می‌شوند [26] و شاخص نمره‌ کلی ندارد. دامنه‌ نمرات برای خرده‌مقیاس‌های رفتار سازگار، علنی، بی‌نام و نشان، پریشان‌کننده، هیجانی و نوع‌دوستانه به‌ترتیب 2-10، 4-20، 5-25، 3-15، 4-20 و 5-25 بود. خرده‌مقیاس نوع‌دوستی نیز به شکل معکوس امتیازبندی می‌شود [25]. 
پایایی آزمون- بازآزمون نیز پس از 2 هفته برای خرده‌مقیاس‌های رفتار علنی، بی‌نام و نشان، پریشان‌کننده، هیجانی، سازگار و نوع‌دوستانه به‌ترتیب 0/61، 0/75، 0/72، 0/80، 0/73 و 0/60 بود [25]. آلفای کرونباخ برای هریک از خرده‌مقیاس‌های رفتار علنی، هیجانی، نوع‌دوستانه، پریشان‌کننده، سازگار و بی‌نام و نشان در نمونه‌‌ 82 نفره از دانشجویان ایرانی به‌ترتیب 0/71، 0/68، 0/58، 0/69، 0/77 و 0/86 و برای کل شاخص 0/64 گزارش شد [26]. 
اعتبار ملاکی خرده‌مقیاس‌ها در نمونه‌‌ ایرانی نیز از طریق همبستگی ماده اضافه‌ هر خرده‌مقیاس با خرده‌مقیاس مورد محاسبه قرار گرفت و به‌ترتیب برای خرده‌مقیاس‌های رفتار علنی، هیجانی، نوع دوستانه، پریشان‌کننده، سازگار و بی‌نام و نشان 0/46، 0/33، 0/20، 0/65، 0/61 و 0/79 بود [26]. پایایی آزمون-بازآزمون نمونه‌ ایرانی نیز پس از 55 روز برای خرده‌مقیاس‌های رفتار نوع‌دوستانه، پریشان‌کننده، بی نام و نشان، هیجانی، سازگار و علنی به‌ترتیب 0/70، 0/39، 0/57، 0/74، 0/54 و 0/48 بود [26]. در پژوهش حاضر نیز آلفای کرونباخ برای هریک از خرده‌مقیاس‌های رفتار علنی، هیجانی، نوع‌دوستانه، پریشان‌کننده، سازگار و بی‌نام و نشان به‌ترتیب 0/58، 0/66، 0/61، 0/45، 0/72 و 0/84 بود. 

فرآیند اجرای پژوهش
این مطالعه، مورد تأیید کمیته‌ اخلاق در پژوهش دانشگاه تربیت‌مدرس قرار گرفت و همه‌ اصول اخلاقی در آن رعایت شد. بنابراین، مقیاس همراه با توضیح مختصری درمورد هدف پژوهش و تأکید بر اصول رازداری و حفظ اطلاعات شرکت‌کنندگان در گروه‌های آنلاین تلگرامی و واتساپی پخش شد؛ به‌علاوه، افراد، آگاهانه و با رضایت قبلی وارد فرآیند پژوهش می‌شدند و شرکت‌کنندگان می‌توانستند در هر مرحله‌ پژوهش، از آن خارج شوند؛ به‌عبارت‌دیگر، شرکت‌کنندگان پس از پاسخ به گویه‌ «با رضایت کامل و آگاهی از اهداف پژوهش حاضر در آن شرکت می‌کنم» می‌توانستند به پرسش‌نامه‌ اطلاعات جمعیت‌شناختی، ESSS ، DESS II و PTM پاسخ دهند و در صورت عدم رضایت، داده‌های آن‌ها از پژوهش کنار گذاشته می‌شد. به این ترتیب طی سال‌های 1399 تا 1401، از جامعه‌ آماری مذکور، 528 نفر، داوطلبانه از لینک مقیاس‌ها بازدید کردند و 218 نفر به آن‌ها پاسخ کامل دادند که میانگین زمان پاسخ‌دهی آن‌ها 17 دقیقه و 20 ثانیه بود و از این میان، 215 نفر براساس ملاک‌های ورود و خروج به‌عنوان نمونه در نظر گرفته شدند. 

تحلیل یافته‌ها
در پژوهش حاضر، آمار توصیفی (میانگین و درصد) برای تحلیل اطلاعات جمعیت‌شناختی، تحلیل عاملی تأییدی برای بررسی روایی سازه، شاخص میزان واریانس استخراج شده برای روایی هم‌‌گرا، ضریب همبستگی پیرسون برای سنجش روایی هم‌زمان و واگرا و ضرایب آلفای کرونباخ و امگای مک دونالد برای بررسی همسانی درونی مقیاس مورد استفاده قرار گرفتند. به‌علاوه، چون در این مطالعه، تحلیل عاملی اکتشافی انجام نشده بود روایی محتوایی موردبررسی قرار نگرفت. 

یافته‌ها
در این پژوهش، داده‌ها با استفاده از نرم‌افزارهایSPSS  نسخه 23 R و نسخه 4.3.2 و کتابخانه lavaan تحلیل شدند؛ در پژوهش حاضر 215 نفر شرکت کردند که از این میان، 160 نفر (74/41 درصد) زن و 55 نفر (25/58 درصد) مرد بودند. ازنظر وضعیت تأهل، 58/5 درصد مجرد و 40/7 درصد متأهل و ازنظر سطح تحصیلات، 6/9 درصد دیپلم و زیر دیپلم ، 4/2 درصد فوق دیپلم، 19/4 درصد لیسانس، 47/7 درصد فوق‌لیسانس و 21/3 درصد دکتری، پزشکی عمومی و بالاتر بودند که ویژگی‌های آن‌ها در جدول شماره 1 قابل‌مشاهده است.



پیش از انجام تحلیل عاملی تأییدی، پیش‌فرض‌های‌ بهنجاری تک‌متغیری و چندمتغیری با استفاده از آزمون چولگی-کشیدگی، کولموگروف-اسمیرنف و شاخص مردیا موردبررسی قرار گرفتند. نسبت چولگی و کشیدگی برخی گویه‌ها خارج از بازه‌ (2، 2-) بود؛ به‌علاوه نتایج آزمون کولموگروف-اسمیرنف 05/0>P را نشان داد که حاکی از ناهنجاری توزیع تک‌متغیری نمرات برخی گویه‌ها بود. ضریب کشیدگی استاندارد‌شده‌ مردیا نیز 40/54 و 0/001>P بود که ناهنجاری توزیع چندمتغیری نمرات گویه‌ها را نشان می‌داد؛ به این ترتیب، گرچه رعایت ملاک‌های ورود و خروج از احتمال وجود داده‌های بی‌پاسخ و پرت می‌کاهد، بااین‌حال به نظر می‌رسد روش نمونه‌گیری در دسترس و کوچک بودن حجم نمونه در ناهنجاری توزیع نمرات، اثرگذار بوده باشد؛ ازاین‌رو برای برآورد مدل، روش حداقل مجذورات وزنی قطری  مورداستفاده قرار گرفت که به پیش‌فرض بهنجاری وابسته نیست. جدول شماره 2 اندازه‌های توصیفی میانگین، انحراف‌معیار و آماره‌های چولگی و کشیدگی را برای گویه‌های مقیاس دریافت تن‌آگین خود و جدول شماره 3 نتایج آزمون مردیا را نشان می‌دهد.







روایی سازه
یکی از روش‌های بررسی روایی سازه‌‌، کاربرد شاخص‌های برازش مدل اولیه و اصلاح‌شده در تحلیل عاملی تأییدی است. برخی از این شاخص‌ها مجذور خی، نسبت مجذور خی به درجه‌ آزادی، برازش رشدی، برازش هنجار‌شده و هنجار‌نشده، برازش تطبیقی، نکویی برازش، ریشه‌ میانگین مجذور باقیمانده‌ استاندارد و ریشه‌ میانگین مجذور خطای تقریب هستند که در پژوهش حاضر نیز مورد‌استفاده قرار گرفته‌اند. این نوع تحلیل عاملی برای آزمون یک مدل از پیش موجود و ارزیابی تناسب آن با داده‌های مشاهده‌شده به کار می‌رود [27]. برخی مطالعات، تحلیل عاملی تأییدی به‌واسطه‌ داده‌های اکتشافی را روش مناسب‌تری برای ارزیابی روایی سازه می‌دانند؛ باوجوداین، ناهم‌خوانی یافته‌ها از پدیدایی رویکردی قاطع ممانعت می‌کند [28]. پژوهش حاضر به‌واسطه‌ مرور ادبیات پژوهشی، ابزارهای مشابه و نظر متخصصان، محتوای نظری ویژه‌ای را برای تبیین ساختار مقیاس دریافت تن‌آگین خود در نظر می‌گیرد که ارزیابی آن در جامعه‌ ایرانی به‌واسطه تحلیل عاملی تأییدی صورت می‌گیرد. براساس نتایج به‌دست‌آمده، این مدل از برازش قابل‌قبولی برخوردار است؛ باوجوداین، سطح بهینگی مطلوبی ندارد؛ بنابراین برای افزایش سطح بهینگی و برازش، همه‌ گویه‌های مالکیت که بار عاملی آن‌ها کمتر از 0/4 بود کنار گذاشته‌ شدند. جدول شماره 4 شاخص‌های برازش مدل اصلاح‌شده را نشان می‌دهد. 



مجذور خی به حجم نمونه حساس است و اگر مفروضه نرمال‌بودن چندمتغیری برقرار نباشد ممکن است مدل‌هایی با برازش خوب را رد کند؛ ازاین‌رو در مطالعه‌ حاضر، شاخص نسبت مجذور خی مورد‌استفاده قرار گرفته که فاقد این کاستی‌ها است [29]. برای این شاخص، مقادیر کوچکتر یا مساوی 3 نشان‌گر برازش قابل‌قبول مدل است [30]. در این پژوهش، نسبت مجذور خی (2/29) برازش قابل‌قبول مدل را نشان می‌دهد. RMSEA شاخص دیگری است که کنترل خطای اندازه‌گیری در مدل را به نمایش می‌گذارد. اگرچه این شاخص، مقیاسی ذهنی [31، 32] و تابع حجم نمونه است [33]، مقادیر کوچکتر از 0/01، 0/05 و 0/08 آن به‌ترتیب برازش عالی، خوب و متوسط مدل را نشان می‌دهند [34]؛ بنابراین در پژوهش حاضر باتوجه‌به اینکه مقدار RMSEA 0/081 است، برازش مدل، متوسط به نظر می‌رسد. SRMR نیز یک شاخص برازش مبتنی بر نمونه است و برخلاف سایرین درمورد شکل توزیع بنیادین نمونه‌گیری، پیش‌فرضی ندارد [35]. مقادیر این شاخص از (0) تا (1) تغییر می‌کنند و اگر کمتر از 0/05 باشند، نشان‌گر برازش مطلوب مدل هستند [36، 37]؛ باوجوداین، مقادیر کمتر از 0/08 نیز قابل‌قبول هستند [38، 39]. به این ترتیب، مقدار ریشه‌ میانگین مجذور باقیمانده‌ استاندارد در این پژوهش (0/064=SRMR) قابل‌قبول به نظر می‌رسد. سایر شاخص‌ها شامل GFI، CFI، NFI، NNFI و IFI مقادیری بین (0) و (1) اتخاذ می‌کنند که هرچه به 1 نزدیک‌تر باشند برازش مطلوب‌تر مدل را نشان می‌دهند. این مقادیر در پژوهش حاضر به‌ترتیب 0/874، 0/924، 0/878، 0/906 و 0/925 به دست آمده‌اند که نشان‌گر برازش مطلوب مدل هستند. تصویر شماره‌ 1 مدل دو عاملی مقیاس احساس تن‌آگین خود و جدول شماره 5 بارهای عاملی آن را پس از برازش مدل اصلاح‌شده نشان می‌دهد.







روایی سازه از طریق روایی هم‌گرا و واگرا نیز ارزیابی می‌شود؛ روایی هم‌گرا یک شاخص کمی است که میزان همبستگی درونی و همسویی گویه‌های یک عامل یا سازه را نشان می‌دهد. همبستگی بالا بین بارهای عاملی گویه‌ها نشان‌گر روایی هم‌گرای مقیاس است. این شاخص از طریق میانگین واریانس استخراج‌شده (AVE) محاسبه می‌شود که توسط فورنل و لارکر معرفی شده است و میانگین واریانس به اشتراک گذاشته‌شده بین هر سازه با گویه‌های خود را نشان می‌دهد [40]. میانگین واریانس استخراج‌شده زمانی معنادار است که میزان آن بیشتر از 0/5 باشد [41]. در پژوهش حاضر، مقادیر میانگین واریانس استخراج‌شده برای هریک از عوامل روایت و عاملیت به‌ترتیب 0/52 و 0/45 است که نشان‌گر میزان نسبتاً قابل‌قبول همسانی درونی عوامل است؛ بااین‌حال، میانگین واریانس استخراج‌شده برای کل مقیاس 42/0 است که نشان می‌دهد ابزار به‌صورت کلی روایی هم‌گرای مناسبی ندارد. روایی واگرا نیز به‌واسطه‌ همبستگی ESSS با PTM مورد بررسی قرار گرفته است. نتایج نشان داد بین عاملیت و روایت با همه‌ عوامل مقیاس رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه به‌جز رفتارهای سازگار و بی‌نام‌ونشان، رابطه‌ مستقیم و معناداری وجود دارد. بین خرده‌مقیاس روایت با رفتارهای پریشان‌کننده نیز رابطه‌ معناداری مشاهده نشد. این ضرایب همبستگی که از 0/17 تا 0/30 بودند فقدان روایی واگرا را نشان دادند. نتایج در جدول شماره 6 قابل‌مشاهده است.



روایی هم‌زمان
روایی هم‌زمان یکی از روش‌های بررسی روایی ملاکی است که در پژوهش حاضر از طریق بررسی همبستگی بین مقیاس دریافت تن‌آگین خود با مقیاس تجارب گسستی مورد ارزیابی قرار گرفته است. یافته‌ها نشان می‌دهند بین هر دو عامل روایت و عاملیت با عوامل مقیاس تجارب گسستی رابطه مستقیم و معناداری وجود دارد. این ضرایب همبستگی که از 0/33 تا 0/55 هستند همبستگی هم‌زمان نسبتاً مناسبی را بین عوامل مقیاس دریافت تن‌آگین خود و تجارب گسستی نشان می‌دهند که نتایج آن در جدول شماره 6 قابل‌مشاهده است.

پایایی
پایایی مقیاس از طریق همسانی درونی موردارزیابی قرار گرفت. همسانی درونی این موضوع را بررسی می‌کند ‌که آیا پرسش‌های یک عامل، خصیصه‌ واحدی را اندازه‌گیری می‌کنند. در پژوهش حاضر، این هدف از طریق محاسبه‌ ضرایب آلفای‌کرونباخ و امگا‌مک‌دونالد حاصل ‌شده ‌است. براین‌اساس، ضرایب آلفای عوامل روایت و عاملیت به‌ترتیب 0/86 و 0/83 و ضرایب امگای این دو عامل نیز 0/84 محاسبه شدند که چون بزرگتر از 0/7 هستند پایایی مناسب ابزار را نشان می‌دهند.

بحث 
 پژوهش حاضر باهدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه ایرانی مقیاس دریافت تن‌آگین خود انجام شد. نتایج نشان می‌دهند این مقیاس در جامعه‌ ایرانی نیز ابزار نسبتاً معتبر و مناسبی برای ارزیابی دریافت تن‌آگین خود است؛ باوجوداین سطح بهینگی مطلوبی ندارد. 
یافته‌های حاصل از تحلیل عاملی تأییدی مقیاس دریافت تن‌آگین خود بر نمونه‌ غیربالینی متشکل از جامعه‌ ایرانی نشان‌ دادند این مقیاس دریافت تن‌آگین خود را در قالب دو عامل روایت و عاملیت ارزیابی می‌کند؛ به‌عبارت‌دیگر، گویه‌های مربوط به مالکیت (2، 4، 8، 11، 13، 15، 17، 21 و 24) در نمونه ایرانی بار عاملی کافی را کسب نکردند. اگرچه این یافته‌ها با نتایج پیشین و ساختار سه عاملی در جامعه‌ ژاپن هم‌خوانی نداشتند [2] در مورد گویه‌های 17، 21 و 24 با نتایج اعتباریابی نسخه‌ ایتالیایی هماهنگ بودند [18]. 
یافته‌های مربوط به اعتباریابی ESSS در نمونه‌ ایتالیایی گویای آن بود که نه‌تنها مقیاس متشکل از عوامل اصلی، فقط پس از حذف 6 سؤال، اعتبار قابل‌قبولی یافت بلکه تحلیل عاملی اکتشافی به پدیدآیی سه عامل متفاوت بازشناسی خود، پیوستگی خود و خودآگاهی منجر شد [18]. حذف گویه‌های مالکیت در نمونه‌ ایرانی باتوجه‌به برخی عوامل فرهنگی قابل‌تبیین به نظر می‌رسد. مثلاً‌ گویه‌ 2 (هنگام راه رفتن کمتر پیش می‌آید به تصویر خودم در آینه‌ها یا ویترین مغازه‌ها توجه کنم) ممکن است تأکید آموزه‌های مذهبی بر پنهان‌کردن یا پوشاندن بدن و شرم و حیا نسبت به آن را نشان دهد. بارعاملی ناکافی گویه‌های 8 (افکاری که به ذهنم می‌رسند انگار متعلق به شخص دیگری هستند) و 13 (وقتی مشغول انجام کاری هستم انگار خودم را از بیرون می‌بینم) نیز اهمیت قضاوت و نگاه دیگری در فرهنگ ایرانی را به ذهن متبادر می‌کند. به‌‌علاوه، حذف گویه‌های 4 (گاهی لباسی که پوشیده‌ام به تنم احساس سنگینی می‌دهد) و 15 (تماس و سایش لباس‌ها به پوستم مرا به‌طور عجیبی آزار می‌دهد) ممکن است تا حدی با موضوع حجاب و پوشش اسلامی در ایران مرتبط باشد. 
داگلاس معتقد است جامعه، تجربه‌ فیزیکی بدن را محدود می‌کند [42]؛ به‌عبارت‌دیگر، نیروها و تهدیدهایی که از سوی ساختار اجتماعی به رسمیت شناخته می‌شوند در مقیاس کوچک‌تر بر بدن بازتولید می‌شوند [43]. یکی از مهم‌ترین نیروهای اجتماعی که تجربه‌ تن‌آگین را تحت‌تاثیر قرار می‌دهد مذهب است. مذهب و فرهنگ یک جامعه یک‌دیگر را به اشکال گوناگون تحت‌تأثیر قرار می‌دهند [44]؛ از سویی مذهب، نظامی از باورها، ارزش‌ها، هنجارها، نمادها و اعمالی است که در طول تاریخ، انتقال‌ می‌یابند و به‌صورت اجتماعی حفظ می‌شوند؛ به نحوی که در تشکیل نهادهای فرهنگی مانند گروه‌های قومی و ملیتی یا قلمروهای تمدن، نقش مهمی ایفا می‌کنند. ازسوی‌دیگر، بعد اجتماعی مذهب، شامل عناصر فرهنگی و رابطه با یک گروه فرهنگی است که اعمال انسان را در قالب تظاهرات مذهبی تأیید می‌کنند؛ بنابراین به نظر می‌رسد مذهب و فرهنگ رابطه‌ای متقابل داشته باشند. این موضوع نشان می‌دهد اسلام و بودیسم ممکن است به‌واسطه‌ آیین‌های خود، محدودیت‌هایی را بر بدن اعمال کنند که تجارب تن‌آگین متفاوتی را در افراد رقم بزنند. در ادامه به این تفاوت‌ها خواهیم پرداخت.
 فضای اجتماعی ایران از قرن‌ها پیش تا‌کنون با اسلام عجین بوده است و آموزه‌های اسلامی، تصویر بدن در فرهنگ ایرانی را دستخوش تحولات بسیاری کرده است. این آموزه‌ها که از زوایایی گوناگون به موضوع بدن پرداخته‌اند، درحالی‌که بر ضرورت پوشاندن بدن و اجتناب از خودنمایی به‌عنوان یک فضیلت اخلاقی تأکید می‌کنند، با تمرکز بر اندام‌های بدن، انسان را به مثابه‌ یک کلیت تن‌آگین نمی‌نگرند [45]. چنین دیدگاهی تجربه‌ عاملیت در جوامع مسلمان را نیز دگرگون می‌کند. محمود معتقد است عاملیت در میان مسلمانان، به‌ویژه زنان مسلمان به شکلی متفاوت تعریف می‌شود [46]. در چنین جوامعی رابطه‌ سلطه-تسلیم که ویژگی خط‌ مشی لیبرال است در هم می‌شکند، به نحوی که فاصله‌ میان خواسته‌های فردی و اعمال مورد‌تأیید جامعه از بین می‌رود [47]؛ 
به‌عبارت‌دیگر، تسلیم در برابر اشکال خاصی از اقتدار بیرونی، شرایط لازم را برای تحقق استعدادهای درونی فراهم می‌کند. فرآیندی که باعث می‌شود تجربه‌ عاملیت نه‌تنها جدا از احساس مالکیت بر بدن‌نمادها و تعریف مرزهای خود بلکه از مسیر تضعیف هویت فردی و ادغام در آیین‌های گروهی بگذرد. ازاین‌رو زیستن در چنین فضایی ممکن است گسست از بدن و نمادهای آن را به تجربه‌‌ای روزمره بدل کند. این در حالی است که ویژگی برجسته‌ جوامعی مانند ژاپن که از آیین بودیسم پیروی می‌کنند وحدت ذهن و بدن است [48]؛ تا جایی که بدن همیشه بازتابی از جایگاه اخلاقی است [49]. همین موضوع، ممکن است گسست ذهن و بدن در این جوامع را به تجربه‌ای ناهنجار تبدیل کند. 
 پس از اینکه حذف گویه‌های مالکیت تبیین شد، اعتبار عوامل روایت و عاملیت نیز در نمونه‌ ایرانی مورد‌ بررسی قرار گرفت. این فرآیند، ابتدا از طریق محاسبه‌ ضریب آلفای‌کرونباخ به وقوع پیوست. نتایج نشان داد همسانی درونی گویه‌های این عوامل در نمونه‌ ایرانی نسبت به نمونه‌ ژاپنی کمی افزایش یافته است که به نظر می‌رسد باتوجه‌به حذف گویه‌های پرت و کاهش واریانس میانگین گویه‌ها قابل‌تبیین باشد. باوجوداین، برای برآورد دقیق‌تر اعتبار، ضریب امگا مک‌دونالد نیز به کار گرفته شد [50] که گویای اعتبار خوب عوامل برای نمونه‌ ایرانی بود. برای بررسی روایی هم‌زمان و واگرا نیز دو مقیاس تجارب گسستی و رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه مورد استفاده قرار گرفتند. همبستگی مثبت و معنادار دو عامل روایت و عاملیت با عوامل مقیاس تجارب گسستی، نشان‌گر روایی هم‌زمان مقیاس دریافت تن‌آگین خود بود. این یافته با پژوهش‌هایی همسو بود که تجارب افراد اسکیزوتایپال و اسکیزوفرنیک را محصول احساس عاملیت و روایت‌گری مخدوش می‌پنداشتند [51، 52]؛ به این معنی که گسست از بدن و به‌صورت گسترده‌تر، گسست از خود که یکی از ویژگی‌های برجسته‌ افراد دارای تجارب اسکیزوتایپال یا مبتلابه اختلالات طیف اسکیزوفرنی است، در نمونه‌ غیربالینی نیز حاصل احساس عاملیت پایین و ناتوانی در آفرینش روایتی معنادار و زمان‌مند از تجارب است.  
باوجوداین، یافته‌ها از روایی واگرای مقیاس کاملاً حمایت نکرد؛ درواقع، برخلاف مطالعات پیشین، عاملیت و روایت تنها با خرده‌مقیاس رفتارهای نوع‌دوستانه رابطه‌ معکوس معناداری داشتند. درعوض، خرده‌مقیاس‌های رفتارهای علنی و هیجانی با عاملیت و روایت، همبستگی مثبت و معناداری نشان دادند؛ به‌علاوه، بین عاملیت و خرده‌مقیاس رفتارهای پریشان‌کننده، همبستگی مثبت و معنادار کوچکی مشاهده شد اما این خرده‌مقیاس با روایت، رابطه‌ معناداری نداشت. به نظر می‌رسد همه‌ عوامل مقیاس رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه رابطه‌ روشن و مستقیمی با همدلی ندارند. مثلاً خرده‌مقیاس رفتارهای علنی، کنش‌های خیرخواهانه‌ای را مورد ارزیابی قرار می‌دهد که سطوح پایین‌تر تحول اخلاقی را به نمایش می‌گذارند و هدفشان انسجام‌بخشی به خود چندپاره از طریق به بندکشیدن نگاه دیگری و دریافت تأیید [25] است که بیشتر در افرادی با احساس عاملیت آسیب‌دیده و روایت‌گری مخدوش تجلی می‌یابد. 
خرده‌مقیاس رفتارهای هیجانی نیز با این هدف طراحی شده است که تمایل به رفتار را در موقعیت‌های برانگیزنده‌ هیجان ارزیابی کند [25]. این تمایلات، تحت‌تأثیر عوامل گوناگون، مانند ویژگی‌های شخصیتی [53]، سبک‌های دلبستگی و تنظیم هیجان [54] و ارزش‌های فرهنگی [55] ممکن است لزوماً به ازخودگذشتگی و رفتار همدلانه منتهی نشوند و بازتاب آشفتگی هیجانی و رفتار خودمدارانه باشند [25]. یافته‌ها نشان می‌دهند در جمعیت غیربالینی، افرادی که در تجربه‌ احساس عاملیت و خلق روایتی منسجم از خود، مشکلاتی دارند اگرچه خود را برای همدلی با احساسات دیگران، توان‌‌مند در نظر می‌گیرند واقعاً چنین عملکردی ندارند [56].
 ازاین‌رو به نظر می‌رسد در نمونه‌ ایرانی، همبستگی مثبت دو عامل روایت و عاملیت با خرده‌مقیاس رفتارهای هیجانی بازتاب ایده‌های انتساب باشد؛ به‌عبارت‌دیگر، ناتوانی در تجربه‌ احساس عاملیت باعث می‌شود افراد در رویارویی با دیگری، خود را عامل احساسات و افکارشان ندانند و پیوسته برای کشف افکار و احساسات دیگری تلاش کنند. چنین فرآیندی ممکن است سهواً نوعی تمایل برای درک احساسات دیگری و کمک به او در نظر گرفته شود. بنابراین برای تبیین دقیق تر همبستگی مقیاس احساس تن‌آگین خود با خرده‌مقیاس رفتارهای هیجانی، توجه به اثر متغیرهای میانجی ضروری است. 
 خرده‌مقیاس رفتار در شرایط پریشان‌کننده، کمک به افراد گرفتار موقعیت‌های بحرانی را می‌سنجد؛ موقعیت‌هایی که ممکن است دارای سرنخ‌های هیجانی نباشند [25]. اگرچه برخی مطالعات، خرده‌مقیاس‌های رفتار در شرایط پریشان‌کننده و هیجانی را دارای بنیان‌های نظری و انگیزشی مشترک می‌دانند [57، 58] که بیشتر بر پاسخ به کنش‌های بیرونی و استدلال‌های اخلاقی مبتنی بر نیازهای دیگری متمرکز است. سایر پژوهش‌ها با اشاره به همبستگی مثبت این خرده‌مقیاس با خرده‌مقیاس رفتارهای علنی، استدلال‌های اخلاقی مبتنی بر موقعیت را مورد تأکید قرار می‌دهند که با رفتار خیرخواهانه به‌عنوان یک صفت یا رفتار داوطلبانه‌ بلند‌مدت تفاوت دارند [26]. نتایج اعتباریابی مقیاس رفتارهای خیر جامعه‌پسندانه در جامعه‌ ایرانی نیز به همین موضوع اشاره دارد. در مطالعه‌ حاضر نیز خرده‌مقیاس رفتار در موقعیت‌های پریشان‌کننده با عاملیت، همبستگی مثبت و معناداری نشان می‌دهد، درحالی‌که با روایت رابطه‌ معناداری ندارد. این یافته با نتایج پژوهش‌هایی هماهنگ است که تمایل به کمک در شرایط بحرانی را یک ویژگی مرتبط با موقعیت در نظر می‌گیرند که ممکن است ارتباط معناداری با همدلی نداشته باشد؛ به بیان دیگر، ممکن است فقدان سرخوشی و سرایت بالای هیجان‌های ناخوشایند در افرادی با نارسایی‌های تجربه‌ عاملیت یا روایت‌گری [59]، ادراک بلاواسطه‌ بحران و تمایل به کمک را عقیم باقی گذارد.
 فقدان همبستگی خرده‌مقیاس رفتار در موقعیت‌های پریشان‌کننده با روایت نیز ممکن است تمرکز این خرده‌مقیاس را بر تمایلات کوتاه‌مدت و موقعیتی به رفتارهای خیرخواهانه نشان دهد که پیوستگی زمانی ندارند و به‌عنوان یک ویژگی شخصیتی در نظر گرفته نمی‌شوند.
خرده مقیاس رفتارهای نوع دوستانه، کمک‌های داوطلبانه‌ای را ارزیابی می‌‌کند که براساس اصول درونی و همدلی و با هدف رفاه دیگری است [60]. در نمونه‌ ایرانی بین خرده‌مقیاس مذکور با دو عامل روایت و عاملیت همبستگی مثبت و معناداری وجود دارد؛ باتوجه‌به نمره‌گذاری معکوس خرده‌مقیاس رفتارهای نوع‌دوستانه، این یافته هماهنگ با نتایج پژوهش‌های پیشین نشان می‌دهد افزایش اختلال در تجربه‌ عاملیت و روایت‌گری با کاهش رفتارهای نوع دوستانه مرتبط است. 

نتیجه‌گیری
همان‌گونه که پیش‌‌تر اشاره شد اگرچه نسخه‌ دو عاملی مقیاس دریافت تن‌آگین خود در جامعه‌ ایرانی از اعتبار و روایی نسبتاً مناسبی برخوردار است، اجرای یک پژوهش اکتشافی برای دست‌یابی به سطح بهینگی مطلوب، ضروری به نظر می‌رسد؛ به‌علاوه جمع‌آوری داده‌ها پس از یک فاصله‌ زمانی چندماهه به پایایی نتایج و دقت آن می‌افزاید. توجه به این نکته نیز حائز اهمیت است که ساختار عاملی نسخه‌ اصلی ازنظر ویژگی‌های جمعیت‌شناختی و بالینی در نمونه‌ای متنوع موردپژوهش قرار گرفته است، درحالی‌که نسخه‌ ایرانی باتوجه‌به نمونه‌ای غیربالینی و متشکل از اکثریت فارسی‌زبان هنجاریابی شده است؛ بنابراین باتوجه‌به ارتباط زبان و فرهنگ و نقش برجسته‌ انگاره‌های فرهنگی در پیدایش احساسات تن‌آگین، مطالعه‌ ویژگی‌های روان‌سنجی این مقیاس در سایر گروه‌های قومیتی و بالینی پیشنهاد می‌شود. 

ملاحظات اخلاقی
این پژوهش دارای کد اخلاق به شماره‌ی IR.MODARES.REC.1401.163 از کمیته‌ اخلاق دانشگاه تربیت‌مدرس است. همه‌ اصول اخلاقی در این پژوهش رعایت شده است. پاسخ‌دهندگان آگاهانه و با رضایت در پژوهش شرکت کردند. اطلاعات آن‌ها نیز به‌صورت محرمانه نگهداری شد و در صورت تمایل می‌توانستند در هر مرحله‌ای از پژوهش خارج شوند.

حامی مالی
این پژوهش هیچ‌گونه حمایت مالی از سازمان‌های دولتی، خصوصی و غیرانتفاعی دریافت نکرده است. 

مشارکت نویسندگان
تحقیق و بررسی، تالیف پیش‌نویس مقاله و جمع‌آوری داده‌ها: نیکو زرگرانی؛ ویرایش، نقد و بررسی: پرویز آزادفلاح؛ تحلیل آماری و بررسی: حجت‌الله فراهانی.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد. 

تشکر و قدردانی
نویسندگان از یاری همه‌ی شرکت‌کنندگان در این پژوهش قدردانی می‌کنند.


 

1. Zahavi D. We in me or me in we? Collective intentionality and selfhood. Journal of Social Ontology. 2021;  7(1):1-20. [Link]
2. Asai T, Kanayama N, Imaizumi S, Koyama S, Kaganoi S. Development of embodied sense of self scale (ESSS): Exploring everyday experiences induced by anomalous self-representation. Frontiers in Psychology. 2016; 7:1005. [DOI:10.3389/fpsyg.2016.01005] [PMID] [PMCID]
3. Haggard P, Chambon V. Sense of agency. Current Biology. 2012; 22(10):R390-2. [DOI:10.1016/j.cub.2012.02.040] [PMID]
4. Weiss C, Tsakiris M, Haggard P, Schütz-Bosbach S. Agency in the sensorimotor system and its relation to explicit action awareness. Neuropsychologia. 2014; 52:82-92. [DOI:10.1016/j.neuropsychologia.2013.09.034] [PMID]
5. Kilteni K, Maselli A, Kording KP, Slater M. Over my fake body: Body ownership illusions for studying the multisensory basis of own-body perception. Frontiers in Human Neuroscience. 2015; 9:141. [DOI:10.3389/fnhum.2015.00141] [PMID] [PMCID]
6. David N, Newen A, Vogeley K. The "sense of agency" and its underlying cognitive and neural mechanisms. Consciousness and Cognition. 2008; 17(2):523-34. [DOI:10.1016/j.concog.2008.03.004] [PMID]
7. Gallagher S. A pattern theory of self. Frontiers in Human Neuroscience. 2013; 7:443. [DOI:10.3389/fnhum.2013.00443]
8. Gallagher S, Zahavi D. The phenomenological mind. London: Routledge; 2012. [DOI:10.4324/9780203126752]
9. Sletvold J. Neuroscience and the embodiment of psychoanalysis—with an appreciation of Damasio’s contribution. Psychoanalytic Inquiry. 2019; 39(8):545-56. [DOI:10.1080/07351690.2019.1671067]
10. Damasio A. Self comes to mind: Constructing the conscious brain. New York: Knopf Doubleday Publishing Group; 2012. [Link]
11. Husserl E. Ideas pertaining to a pure phenomenology and to a phenomenological philosophy. Berlin: Springer; 1989. [Link]
12. Merleau-Ponty M. The essential writings of Merleau-Ponty. New York : Harcourt, Brace & World; 1969. [Link]
13. Mackenzie C. Embodied agents, narrative selves. Philosophical explorations. 2014; 17(2):154-71. [DOI:10.1080/13869795.2014.886363]
14. O’callaghan SM. Precarious bodies. A psychoanalytic and literary perspective on anomalous embodiment. Lacunae. 2015; (10):1-12. [Link]
15. Sivertsen M, Normann B. Embodiment and self in reorientation to everyday life following severe traumatic brain injury. Physiotherapy Theory and Practice. 2015; 31(3):153-9. [DOI:10.3109/09593985.2014.986350] [PMID]
16. Putnam, F.W., Dissociation in children and adolescents: A developmental perspective. New York: Guilford press; 1997. [Link]
17. Walker EF. Developmentally moderated expressions of the neuropathology underlying schizophrenia. Schizophrenia Bulletin. 1994; 20(3):453-80. [DOI:10.1093/schbul/20.3.453] [PMID]
18. Patti A, Santarelli G, Baccaredda Boy O, Fascina I, Altomare AI, Ballerini A, et al. Psychometric properties of the italian version of the embodied sense-of-self scale.  Brain Sciences. 2022; 13(1):34. [DOI:10.3390/brainsci13010034] [PMID]
19. Piran N, Teall TL, Counsell A. The experience of embodiment scale: Development and psychometric evaluation. Body Image. 2020; 34:117-34. [DOI:10.1016/j.bodyim.2020.05.007] [PMID]
20. Bentler PM, Chou CP. Practical issues in structural modeling. Sociological Methods & Research. 1987; 16(1):78-117. [DOI:10.1177/0049124187016001004]
21. Gjersing L, Caplehorn JR, Clausen T. Cross-cultural adaptation of research instruments: Language, setting, time and statistical considerations. BMc Medical Research Methodology. 2010; 10:13. [DOI:10.1186/1471-2288-10-13] [PMID] [PMCID]
22. Bernstein EM, Putnam FW. Development, reliability, and validity of a dissociation scale. Bernstein and Putnam. 1986; 174(12):727-35. [DOI:10.1037/e609912012-081]
23. Zingrone NL, Alvarado CS. The Dissociative experiences scale-ii: descriptive statistics, factor analysis, and frequency of experiences. Imagination, Cognition and Personality. 2001; 21(2):145-57. [DOI:10.2190/K48D-XAW3-B2KC-UBB7]
24. Ghaffarinejad A, Sattari N, Raaii F, Arjmand S. Validity and reliability of a Persian version of the dissociative experiences scale II (DES-II) on Iranian patients diagnosed with schizophrenia and mood disorders. Journal of Trauma & Dissociation. 2020; 21(3):293-304. [DOI:10.1080/15299732.2019.1678209] [PMID]
25. Carlo G, Randall BA. The development of a measure of prosocial behaviors for late adolescents. Journal of Youth and Adolescence. 2002; 31:31-44. [DOI:10.1023/A:1014033032440]
26. Azimpour A. Neasi A, Shehni-Yailagh M, Arshadi N. Validation of “prosocial tendencies measure” in Iranian university students. Journal of Life Science and Biomedicine. 2012. 2(2):34-42. [Link]
27. Matsunaga M. How to factor-analyze your data right: Do’s, don’ts, and how-to’s. International Journal of Psychological Research. 2010; 3(1):97-110. [DOI:10.21500/20112084.854]
28. Flora DB, Labrish C, Chalmers RP. Old and new ideas for data screening and assumption testing for exploratory and confirmatory factor analysis. Frontiers in Psychology. 2012; 3:55. [DOI:10.3389/fpsyg.2012.00055] [PMID]
29. Schreiber JB, Nora A, Stage FK, Barlow EA, King J. Reporting structural equation modeling and confirmatory factor analysis results: A review. The Journal of Educational Research. 2006; 99(6):323-38. [DOI:10.3200/JOER.99.6.323-338]
30. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. New York: Guilford Publications; 2015. [Link]
31. Browne MW, Cudeck R. Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research. 1992; 21(2):230-58. [DOI:10.1177/0049124192021002005]
32. Steiger JH. A note on multiple sample extensions of the RMSEA fit index. Structural Equation Modeling. 1998; 5:411-9. [DOI:10.1080/10705519809540115]
33. Chen F, Curran PJ, Bollen KA, Kirby J, Paxton P. An empirical evaluation of the use of fixed cutoff points in RMSEA test statistic in structural equation models. Sociological Methods & Research. 2008; 36(4):462-94. [DOI:10.1177/0049124108314720] [PMID]
34. MacCallum RC, Browne MW, Sugawara HM. Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods. 1996; 1(2):130-49. [DOI:10.1037//1082-989X.1.2.130]
35. Sun J. Assessing goodness of fit in confirmatory factor analysis. Measurement and Evaluation in Counseling and Development. 2005; 37(4):240-56. [DOI:10.1080/07481756.2005.11909764]
36. Byrne BM. Structural equation modeling with LISREL, PRELIS, and SIMPLIS: Basic concepts, applications, and programming. New York: Psychology Press; 2013. [DOI:10.4324/9780203774762]
37. Hooper D, Coughlan J, Mullen M. Evaluating model fit: A synthesis of the structural equation modelling literature. Paper presented in: ECRM2008-Proceedings of the 7th European Conference on Research Methods. 19 June 2008; London, United Kingdom. [Link]
38. Bentler PM. On tests and indices for evaluating structural models. Personality and Individual Differences. 2007; 42(5):825-9. [DOI:10.1016/j.paid.2006.09.024]
39. Kline RB. Promise and pitfalls of structural equation modeling in gifted research. In: Thompson B, Subotnik RF, editors. Methodologies for conducting research on giftedness. Washington: American Psychological Association; 2010. [DOI:10.1037/12079-007]
40. Fornell C, Larcker DF. Structural equation models with unobservable variables and measurement error: Algebra and statistics. Journal of Marketing Research. 1981; 18(3):382-8. [DOI:10.2307/3150980]
41. Henseler J. Partial least squares path modeling. In: Leeflang PSH, Wieringa JE, Bijmolt THA, Pauwels KH, ediotors. Advanced methods for modeling markets. Berlin: Springer; 2017. [DOI:10.1007/978-3-319-53469-5_12]
42. Douglas M. Natural symbols. London: Routledge; 2002. [DOI:10.4324/9780203036051]
43. Bendelow GA, Williams SJ. The lived body: Sociological themes, embodied issues. London: Routledge; 2002. [DOI:10.4324/9780203025680]
44. Saroglou V, Cohen AB. Psychology of culture and religion: Introduction to the JCCP special issue. Journal of Cross-Cultural Psychology. 2011; 42(8):1309-19. [DOI:10.1177/0022022111412254]
45. Chebel M. Le corps en Islam. Puf; 2004.
46. Mahmood S. Religious difference in a secular age: A minority report. Princeton: Princeton University Press; 2015. [Link]
47. Mahmood S. The politics of piety: The Islamic revival and the feminist subject. Princeton: Princeton University Press; 2012. [DOI:10.1515/9781400839919]
48. Shaner DE. The bodymind experience in Japanese Buddhism: A phenomenological study of Kūkai and Dōgen. Albany: State University of New York Press; 1985. [Link]
49. Gold JC, Duckworth DS, Teiser S. Readings of śāntideva›s guide to bodhisattva practice. New York: Columbia University Press; 2019. [DOI:10.7312/gold19266]
50. Goodboy AK, Martin MM. Omega over alpha for reliability estimation of unidimensional communication measures. Annals of the International Communication Association. 2020; 44(4):422-39. [DOI:10.1080/23808985.2020.1846135]
51. Asai T, Mao Z, Sugimori E, Tanno Y. Rubber hand illusion, empathy, and schizotypal experiences in terms of self-other representations. Consciousness and Cognition. 2011; 20(4):1744-50. [DOI:10.1016/j.concog.2011.02.005] [PMID]
52. Asai T. Self is "other", other is "self": Poor self-other discriminability explains schizotypal twisted agency judgment. Psychiatry Research. 2016; 246:593-600. [DOI:10.1016/j.psychres.2016.10.082] [PMID]
53. Brazil KJ, Volk AA, Dane AV. Is empathy linked to prosocial and antisocial traits and behavior? It depends on the form of empathy. Canadian Journal of Behavioural Science. 2023; 55(1):75. [DOI:10.1037/cbs0000330]
54. Lockwood PL, Seara-Cardoso A, Viding E. Emotion regulation moderates the association between empathy and prosocial behavior. Plos One. 2014; 9(5):e96555. [DOI:10.1371/journal.pone.0096555] [PMID]
55. Knight GP, Carlo G, Mahrer NE, Davis AN. The socialization of culturally related values and prosocial tendencies among Mexican-American adolescents. Child Development. 2016; 87(6):1758-71. [DOI:10.1111/cdev.12634] [PMID]
56. Henry JD, Rendell PG, Green MJ, McDonald S, O'Donnell M. Emotion regulation in schizophrenia: Affective, social, and clinical correlates of suppression and reappraisal. Journal of Abnormal Psychology. 2008; 117(2):473-8. [DOI:10.1037/0021-843X.117.2.473] [PMID]
57. Richaud, M.C., B. Mesurado, and A. Kohan Cortada. Analysis of dimensions of prosocial behavior in Argentine’s children and youngers. Paper presented in: SRCD. Biennial Meeting. 2 April 2011; Montreal, Canada. [Link]
58. Calderón-Tena CO, Knight GP, Carlo G. The socialization of prosocial behavioral tendencies among Mexican American adolescents: The role of familism values. Cultural Diversity & Ethnic Minority Psychology. 2011; 17(1):98-106. [DOI:10.1037/a0021825] [PMID]
59. Yan C, Cao Y, Zhang Y, Song LL, Cheung EF, Chan RC. Trait and state positive emotional experience in schizophrenia: A meta-analysis. Plos One. 2012; 7(7):e40672. [DOI:10.1371/journal.pone.0040672] [PMID] [PMCID]
60. Fabes RA, Eisenberg N. Meta-analyses of age and sex differences in children’s and adolescents’ prosocial behavior. Handbook of Child Psychology. 1998; 3:1-29. [Link]