پنجشنبه 1 خرداد 1404
| English
دوره 31، شماره 1 - ( 5-1404 )
جلد 31 شماره 1 صفحات 0-0 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Mohammadi M, Rasouli A, Saed O, Sorahi P, Abbaszadeh S, Shishechi S et al . Factor Structure, Psychometric Properties, and Measurement Invariance of the Persian Version of Beliefs About Emotions Questionnaire (BAEQ) in the Iranian Population. IJPCP 2025; 31 (1)
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4221-fa.html
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-4221-fa.html
محمدی مبینا، رسولی امیرحسین، ساعد امید، صراحی پریسا، عباس‌زاده سحر، شیشه‌چی سمانه و همکاران.. بررسی ساختارعاملی، ویژگیهای روانسنجی و ثبات اندازه‌گیری پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1404; 31 (1)
مبینا محمدی1 
، امیرحسین رسولی1 ، امید ساعد2 ، پریسا صراحی1 ، سحر عباس‌زاده1 ، سمانه شیشه‌چی1 ، سیده الناز موسوی3
، امیرحسین رسولی1 ، امید ساعد2 ، پریسا صراحی1 ، سحر عباس‌زاده1 ، سمانه شیشه‌چی1 ، سیده الناز موسوی3
1- گروه روانشناسی بالینی، کمیته تحقیقات و فناوری دانشجویی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی زنجان، زنجان، ایران.
2- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی زنجان، زنجان، ایران.
3- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی زنجان، زنجان، ایران. ،dr.emousavi@zums.ac.ir
2- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی زنجان، زنجان، ایران.
3- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی زنجان، زنجان، ایران. ،
متن کامل [PDF 5758 kb]
(39 دریافت)
| چکیده (HTML) (101 مشاهده)
متن کامل: (10 مشاهده)
مقدمه
هیجان‌ها پدیده‌هایی چندبعدی هستند که به‌صورت پاسخ‌های تجربی، رفتاری و فیزیولوژیکی ازسوی سیستم هیجانی ظاهر می‌شوند [1]. آن‌ها می‌توانند منفی یا مثبت باشند، مانند غم یا شادی؛ و زمانی رخ می‌دهند که افراد یک محرک را مرتبط با اهداف خود ارزیابی کنند [2]. در همین راستا تنظیم هیجان به‌عنوان فرآیندی تعریف می‌شود که ازطریق آن افراد هیجانات خود را نظارت، ارزش‌گذاری و تعدیل می‌کنند تا به خواسته‌های محیطی پاسخ کافی داده و به اهداف خود دست یابند [3].
توانایی تنظیم مؤثر هیجانات با سلامت روانشناختی و بهزیستی فردی مرتبط است [4]. بااین‌حال، افراد اغلب در تنظیم هیجانات خود دچار مشکل می‌شوند که میتواند به اختلالات روانشناختی منجر شود [5, 6]. یکی از سؤالات اساسی این است که چرا افراد با وجود پیامدهای منفی، درگیر اشکال ناسازگار تنظیم هیجان می‌شوند [1]. برای توضیح این پدیده، محققان شروع به بررسی این موضوع کرده‌اند که «آیا باورهای افراد در مورد هیجانات، یعنی ایده‌های آن‌ها در مورد ماهیت، ویژگی‌ها و عملکرد هیجانات‌شان، ممکن است بر تلاش‌های تنظیم هیجان آن‌ها تأثیر بگذارد یا خیر؟» [7].
نتایج پژوهش‌ها نشان داده‌اند باورهایی که افراد درمورد پدیده‌های ذهنی مانند هیجانات دارند مهم هستند، زیرا بر پاسخ‌های آن‌ها به چالش‌ها و فرصت‌ها تأثیر می‌گذارند [8]. درواقع شواهد پژوهشی زیادی وجود دارد که از نقش باورهای هیجانی در فرایند تنظیم هیجان، پیدایش و تداوم اختلالات روانپزشکی و سلامت و بهزیستی هیجانی حمایت می‌کنند [7، 9-14]. مطالعات نشان داده‌اند که باورهای منفی درباره هیجانات، مانند اعتقاد به خطرناک یا غیرقابل‌کنترل بودن هیجانات، با استفاده از راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان و افزایش خطر ابتلا به اختلالات روانی مرتبط هستند [7، 15]. درمقابل، باورهای مثبت درباره هیجانات می‌توانند به استفاده از راهبردهای سازگارانه و بهبود سلامت روانی منجر شوند [16]. بنابراین، ارزیابی و درک باورهای هیجانی افراد میتواند به مداخلات درمانی مؤثری برای بهبود تنظیم هیجان و کاهش مشکلات روانشناختی منجر شود [17].
باتوجه‌به اهمیت باورهای هیجانی، ابزارهای مختلفی برای سنجش این سازه توسعه یافته‌اند. بااین‌حال بسیاری از این پرسش‌نامه‌ها، طیف محدودی از باورها را پوشش می‌دهند و اغلب تنها بر باورهای مربوط به فایده، کنترل‌پذیری یا انعطاف‌پذیری هیجان‌ها تمرکز می‌کنند [18]. همچنین برخی پرسش‌نامه‌ها علاوه‌‌بر باورهای هیجانی، سازه‌هایی مانند استراتژی‌های تنظیم هیجان یا تمایل به ابراز هیجان را می‌سنجند؛ یا به‌جای باورهای شخصی افراد درباره هیجان‌هایشان، باورهای کلی افراد در مورد هیجان را می‌سنجند که باعث ایجاد سوگیری و کاهش دقت ارزیابی می‌شود [9]. باتوجه‌به محدودیت‌های پرسش‌نامه‌های موجود، نیاز به مقیاسی جامع برای اندازه‌گیری تفاوت‌های ظریف و تغییرات در باورهای هیجانی افراد احساس می‌شود، چنین مقیاسی میتواند به ارتقای دقت در تحقیقات و روان‌درمانی کمک شایانی کند [9].
منسر و همکاران در سال 2012 پرسش‌نامه‌ای دررابطه‌با سنجش باورهای هیجانی طراحی و اعتباریابی کردند [19] که یکی از جامع‌ترین ابزارها در این زمینه است. این پرسش‌نامه با تمرکز بر سنجش طیف وسیعی از باورهای هیجانی، محدودیت‌های پرسش‌نامه‌های دیگر را که تنها به اندازه‌گیری راهبردهای تنظیم هیجان می‌پردازند، برطرف کرده است [9]. پرسش‌نامه باورهای هیجانی مبتنی بر نظریه فراشناخت است و باورهای ضمنی در مورد هیجانات را می‌سنجد. این پرسش‌نامه خودگزارشی 43 گویه و 6 خرده‌مقیاس شامل کنترل‌ناپذیری، شرمساری، سودمندی، معنا، آسیب و سرایت دارد و انواع مختلف باورهایی که افراد می‌توانند در مورد هیجانات ناراحت‌کننده خود داشته باشند ارزیابی می‌کند [19].
پرسش‌نامه حاضر در تعدادی از نمونه‌های فرهنگی و اجتماعی مختلف مورد بررسی و اعتبارسنجی قرار گرفته است. در سال 2022، مطالعه‌ای در ترکیه ساختار عاملی این پرسش‌نامه را در جمعیت دانشجویی مورد بررسی قرار داده است. این نویسندگان ساختار عامل اصلی BAEQ را با استفاده از 37 گویه از 43 گویه اصلی تأیید کردند [20]. همچنین در سال 2023 مطالعه‌ای بر روی بزرگسالان استرالیایی ساختار 5 عاملی (شامل عامل‌های شرمساری، کنترل‌ناپذیری، معنا، سودمندی و آسیب) با 30 گویه را برای این پرسش‌نامه تأیید کرده است [9].
اختلاف در ساختار عاملی این پرسش‌نامه در جامعه بین‌المللی، اهمیت اعتبارسنجی این مقیاس را برای جمعیت‌های دیگر برجسته می‌کند. باتوجه‌به اینکه جمعیت ایرانی ازلحاظ فرهنگی و زبانی با جمعیت‌های بررسی‌شده در مطالعات قبلی متفاوت است، تاکنون هیچ مطالعه‌ای به اعتبارسنجی نسخه فارسی BAEQ در جمعیت ایرانی نپرداخته است. همچنین باتوجه‌به اهمیت عمیق درک باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی و همچنین به‌دلیل داشتن جمعیت بزرگ و متنوع فرهنگی، نیاز است ابزارهای معتبر و قابل‌اطمینان برای ارزیابی باورهای هیجانی اعتبارسنجی شود. این امر به‌ویژه باتوجه‌به شیوع اختلالات روانی و اهمیت مداخلات مبتنی بر تنظیم هیجان در کشور، ضرورت می‌یابد [21]. علاوه‌براین، تفاوت‌های فرهنگی و زبانی میتواند بر نحوه تجربه و بیان هیجانات تأثیر بگذارد، بنابراین، اعتبارسنجی ابزارهای روانسنجی در بافت فرهنگی مربوطه اهمیت ویژه‌ای دارد [22].
بر همین اساس باتوجه‌به نقش مهم باورهای هیجانی در سلامت روانشناختی و اهمیت برگردان زبانی و فرهنگی ابزارها، هدف از مطالعه حاضر، بررسی ساختار عاملی، ویژگیهای روانسنجی و ثبات اندازه‌گیری نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی است. این مطالعه میتواند به رفع خلا موجود در ادبیات پژوهشی کمک کند و ابزار معتبری را برای پژوهشگران و بالینگران در ایران فراهم سازد. استفاده از نسخه معتبر فارسی BAEQ امکان ارزیابی دقیق‌تر باورهای هیجانی و طراحی مداخلات مؤثرتر در زمینه تنظیم هیجان را فراهم می‌کند.
مواد و روش‌ها
فرایند ترجمه
ابتدا نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی براساس اصول بین‌المللی برای تطبیق بین فرهنگی مقیاس‌های خودگزارشی ترجمه شد [23]. این رویه با ترجمه گویه‌های پرسش‌نامه BAEQ به زبان فارسی توسط تیمی متشکل از متخصصان، شامل یک روانشناس بالینی و یک روانپزشک آغاز شد. سپس یک متخصص زبان انگلیسی نسخه فارسی را به زبان انگلیسی معکوس ترجمه کرد تا دقت و هم‌ارزی بین دو نسخه زبانی را تأیید کند. پس از چندین دور بازبینی و اصلاح برای رفع هرگونه ابهام دستوری یا محتوایی، نسخه فارسی ترجمه‌شده پرسش‌نامه BAEQ برای اجرا آماده شد. در ابتدا پرسش‌نامه به 20 نفر نمونه اولیه داده شد و سپس بر اساس بازخورد‌ها و نظرات آن‌ها نسخه نهایی پرسش‌نامه آماده برای اجرا آماده شد. این فرایند تضمین می‌کند که نسخه فارسی با ابزار اصلی انگلیسی همخوانی نزدیک دارد.
شرکت‌کنندگان و روش اجرا
این پژوهش مقطعی و از نوع روانسنجی بود و با جمعیت افراد ساکن در شهر زنجان انجام شد. نمونه‌گیری از فروردین سال 1403 تا تیر سال 1403 از طریق انتشار اطلاعیه‌های آنلاین در شبکه‌های اجتماعی شهر زنجان که در آن به‌طور خلاصه هدف و روش مطالعه همراه با لینک شرکت در پژوهش ارائه شده بود، انجام شد. شرکت‌کنندگان قبل از تکمیل پرسش‌نامه، رضایت آگاهانه مجازی را ارائه دادند. حجم نمونه با استفاده از قاعده بنتلر و چو تخمین زده شد [24]. براساس این قاعده تعداد 5 تا 20 نفر به‌ازای هر گویه پیشنهاد شده است. در پژوهش حاضر مطابق با قاعده حاضر و مطالعات گذشته برای 43 گویه از 10 نفر به‌ازای هر گویه استفاده شد [25].
ملاک ورود به این مطالعه شامل رضایت آگاهانه، تحصیلات تا حداقل کلاس هشتم و رده سنی 18تا 50 سال بود.
ملاک خروج نیز تمایل به خروج از مطالعه و پاسخ‌دهی تصادفی به گویه‌ها بود. نمونه نهایی شامل 453 نفر بود. همه شرکت کنندگان ایرانی بودند و با روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند.
ابزارهای پژوهش
پرسش‌نامه باورهای هیجانی
یک مقیاس خودگزارشی است که باورهای افراد را در مورد هیجانات‌شان اندازه‌گیری می‌کند و شامل 43 گویه است که در مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای از 1=کاملاً مخالف تا 5=کاملاً موافقم رتبه‌بندی می‌شود [19]. همچنین این پرسش‌نامه دارای 6 خرده‌مقیاس شامل کنترل‌ناپذیری (موارد 1-9)، شرم‌آور و غیرمنطقی‌بودن (موارد 10-19)، بی‌معنایی (موارد 20-26)، بی‌فایده بودن (موارد 27-34)، آسیب‌رساندن (موارد 35-39) و مسری‌بودن (موارد 40-43) است [9]. این پرسش‌نامه همسانی درونی کافی (0/8)، پایایی آزمون-بازآزمون، اعتبار همگرا و اعتبار واگرا مناسب نشان داده است [19].
مقیاس عاطفه مثبت و منفی
اﻳﻦ مقیاس یک ابزار خودسنجی برای سنجش دو بعد خلقی یعنی عاطفه مثبت و منفی است که واﺗﺴﻮن و همکاران آن را طراحی کرده‌اند [26]. در این ﻣﻘﻴﺎس، 20 عبارت که بیانگر 10 احساس مثبت (مانند شادابی و اشتیاق) و 10 احساس منفی (مانند اضطراب و ناامیدی) است، در قالب ﻛﻠﻤـﺎت ﻣﻄـﺮح شده و نظـر تکمیـل‌کننـده در مـورد ایـن احساسات، در چهار بعد گذشته، حال، آینده و بـه‌طـور کلـی، در یـک مقیـاس 5 درجـه‌ای (از 1=بسیار کم تا 5=بسیار زیاد) ارزیابی می‌شود. دامنه نمرات برای هر خرده‌مقیاس از 10 تا 50 است. همسانی درونی این مقیـاس برای عاطفه مثبت 0/88 و برای عاطفه منفی 0/87 به دست آمده است. همچنین پایایی آزمون-باز آزمون برای عاطفه مثبت 0/68 و برای عاطفه منفی 0/71 به دست آمد که حاکی از ثبات درونی آن می‌باشد [26]. همبستگی‌های میان عاطفه مثبت و منفی با ابزارهای سنجش مختلف، روایی خارجی این ابزارها را تأیید می‌کند. به‌عنوان‌مثال، همبستگی عاطفه منفی با فهرست وارسی علائم (SCL-90-R) برابر با 0/72 و همبستگی عاطفه مثبت با همین ابزار برابر با 0/19 است. همچنین، همبستگی عاطفه منفی با پرسش‌نامه افسردگی بک 0/58 و همبستگی عاطفه مثبت با این پرسش‌نامه 0/36- گزارش شده است. در ایران نیز پاشا شریفی و همکاران ساختار دو عاملی این ابزار را تأیید کردند و ضریب همسانی 0/77 را برای کل پرسش‌نامه گزارش کردند [27]. در پژوهش حاضر ضریب آلفا برای عاطفه منفی 0/88 و برای عاطفه مثبت 0/86 محاسبه شد.
مقیاس رضایت از زندگی
این مقیاس خودسنجی برای سنجش میزان رضایت از زندگی کلی افراد را دینر و همکاران طراحی کرده‌اند [28]. این مقیاس جنبه‌های مثبت تجارب فرد را ارزیابی می‌کند. مقیاس فوق دارای 5 گویه است که در قالب لیکرت 7 درجه‌ای (1=کاملاً مخالفم تا 7=کاملاً موافقم) درجه‌بندی می‌شوند. گویه‌های این مقیاس عبارت‌اند از
1. در اکثر مواقع زندگی من ایدئآل است؛
2. شرایط زندگی من بسیار عالی است؛
3. من از زندگی خود رضایت دارم؛
4. تابه‌حال چیزهای مهم مورد نظرم را در زندگی به دست آورده‌ام؛
5. اگر می‌توانستم دوباره زندگی را شروع کنم چیزی را تغییر نمی‌دادم.
نمره برش این مقیاس 20 است. نمره 20 به این معناست که فرد نه راضی و نه ناراضی است. همچنین نمره بالاتر از 30 نشان‌دهنده رضایت بالا و نمره بین 5 تا 9 نشان‌دهنده بیشترین میزان نارضایتی از زندگی است. ساختار تک عاملی و پایایی این ابزار با آلفا 0/84 تا 0/89 تأیید شده است [29]. در ایران نیز فلاحی و همکاران پایایی آن به روش آلفای کرونباخ را 0/85 و به روش بازآزمایی 0/77 گزارش دادند. همچنین ساختار تک عاملی آن تأیید و اعتبار همگرای آن با استفاده از فهرست شادکامی آکسفورد و پرسش‌نامه افسردگی بک رضایت‌بخش گزارش شده است [30]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای این ابزار 0/88 محاسبه شد.
روش تحلیل داده‌ها
در این پژوهش آمار توصیفی (میانگین و درصد) برای تحلیل اطلاعات جمعیت شناختی استفاده شد. همچنین از تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل عاملی تأییدی برای سنجش روایی ابزار استفاده شد. تحلیل عاملی اکتشافی با استفاده از روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی انجام شد. برای اطمینان از مناسب بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی، از آزمون کایزر-میر-اولکین (KMO) و آزمون کرویت بارتلت استفاده شد. همچنین برای ساده‌سازی و تفسیر بهتر عوامل، از روش چرخش واریماکس استفاده شد. برای تعیین تعداد عوامل از سه روش مقدار ویژه بزرگ‌تر از 1، نمودار اسکری و تحلیل موازی استفاده شد.
تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از روش حداکثر درست‌نمایی برای ارزیابی سه مدل از پرسش‌نامه BAEQ انجام شد. برازش مدل با استفاده از شاخص‌های زیر ارزیابی شد: نسبت مجذور کای به درجه آزادی (CMIN/DF)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص تاکر-لوئیس (TLI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI) و ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA)؛ برازش خوب به‌صورت 3≥DF/CMIN و TLI و IFI و 0/900≤CFI و 0/05≥RMSEA تعریف شد [31].
برای تعیین یکسان بودن پارامتر‌های روانسنجی پرسش‌نامه BAEQ در بین جنسیت‌ها (زنان در مقابل مردان)، ثبات اندازه‌گیری ارزیابی شد. این تجزیه‌وتحلیل ارزیابی می‌کند که تا چه میزان باورهای هیجانی افراد به‌طور یکسان برای هر دو جنس اندازه‌گیری می‌شود. ثبات اندازه‌گیری با استفاده از یک سری مدل‌ها مانند کانفیگیورال، متریک و اسکالار مورد آزمایش قرار گرفت. برازش مدل با استفاده از تغییر در CFI و RMSEA بین مدل‌های کمتر و بیشتر محدودکننده و محدودکننده مقایسه شد. مقادیر موردقبول برای ثبات ΔCFI≤0/01 و ΔRMSEA≤0/15 بود [32]. به‌منظور بررسی پایایی این ابزار از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد، آلفای کرونباخ بالاتر از 0/70 نشانگر همسانی درونی خوب است. علاوه‌براین، روایی همگرا با استفاده از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده ارزیابی شد و روایی ملاکی با بررسی همبستگی این ابزار با پرسش‌نامه‌های عاطفه مثبت و منفی و پرسش‌نامه رضایت از زندگی ارزیابی شد. داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 27 برای آمار توصیفی و تحلیل عاملی اکتشافی و AMOS نسخه 24 برای تحلیل عاملی تأییدی، تحلیل شدند.
یافته‌ها
اطلاعات توصیفی
همان‌طور که در جدول شماره 1 نشان داده شده است، درمجموع 453 نفر در این مطالعه شرکت کردند که 65/1 درصد (295 نفر) از آن‌ها زن و 34/9 درصد (158 نفر) مرد بودند.
بازه سنی شرکت‌کنندگان از 18 تا 50 سال متغیر بود و 75/7 درصد 18تا 30 سال، 13/4 درصد 31 تا40 سال و 10/9درصد 41 تا 50 سال بودند. ازنظر وضعیت تأهل، 69/3 درصد مجرد و 30/7 درصد متأهل و ازنظر سطح تحصیلات، 35/1 درصد دیپلم و زیر دیپلم، 5/1 درصد فوق دیپلم، 35/8 درصد کارشناسی، 15/9 درصد کارشناسی ارشد و 8/2 درصد دکتری، پزشکی عمومی و بالاتر بودند. بررسی چولگی و کشیدگی متغیر‌ها نشان داد تمامی آن‌ها در بازه (2 تا 2-) بوده و در محدوده نرمال بودند. نتیجه آزمون کولموگروف اسمیرنوف معنی‌داری کوچک‌تر از 0/05 را نشان داد که به نظر می‌رسد باتوجه‌به حجم بالای نمونه تخطی از این پیش‌فرض بلامانع است.
تحلیل عاملی تأییدی
تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم‌افزار AMOS نسخه 24 انجام شد. ابتدا مدل شش عاملی معرفی‌شده توسط سازندگان ابزار مورد آزمون قرار گرفت [19]، همان‌طور که در جدول شماره 2 نشان داده شده است، مجذور کای و شاخص‌های برازش نشان‌دهنده برازش ضعیف بودند.
دومین و سومین تحلیل عاملی برای ارزیابی مدل‌های معرفی‌شده در پژوهش‌های گذشته، شامل مدل کوچ و همکاران در ترکیه و استرودل و همکاران در استرالیا، انجام شد [9، 20]. مشابه تجزیه‌وتحلیل اولیه، مجذور کای و شاخص‌های برازش نشان‌دهنده برازش ضعیف مدل بودند.
تحلیل عاملی اکتشافی
باتوجه‌به اینکه هیچ‌یک از مدل‌ها در تحلیل عاملی تأییدی برازش خوبی نشان نداد، تحلیل عاملی اکتشافی با روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس برای بررسی ساختار عاملی پرسش‌نامه BAEQ مورد استفاده قرار گرفت. برای بررسی کفایت نمونه‌گیری از آزمون کایزر-میر- اولکین (KMO) استفاده شد. در پژوهش حاضر مقدار KMO به‌دست‌آمده برابر با 0/85 بود که نمایانگر کفایت نمونه‌گیری است. برای بررسی همبسته بودن متغیر‌ها از آزمون بارتلت استفاده شد. در این پژوهش مقدار آماره این آزمون 6583/13 و سطح معنی‌داری آن کمتر از 0/001 به دست آمد که نمایانگر همبسته بودن متغیر‌ها و امکان اجرای تحلیل عاملی اکتشافی است. پس از اجرای تحلیل عاملی، نمودار اسکری تعداد 11 عامل با مقدار ویژه بالای 1 را نشان داد. درمقابل تحلیل موازی با استفاده از نرم‌افزار مونت‌کارلو تعداد 5 عامل را پیشنهاد داد (تصویر شماره 1).
هیجان‌ها پدیده‌هایی چندبعدی هستند که به‌صورت پاسخ‌های تجربی، رفتاری و فیزیولوژیکی ازسوی سیستم هیجانی ظاهر می‌شوند [1]. آن‌ها می‌توانند منفی یا مثبت باشند، مانند غم یا شادی؛ و زمانی رخ می‌دهند که افراد یک محرک را مرتبط با اهداف خود ارزیابی کنند [2]. در همین راستا تنظیم هیجان به‌عنوان فرآیندی تعریف می‌شود که ازطریق آن افراد هیجانات خود را نظارت، ارزش‌گذاری و تعدیل می‌کنند تا به خواسته‌های محیطی پاسخ کافی داده و به اهداف خود دست یابند [3].
توانایی تنظیم مؤثر هیجانات با سلامت روانشناختی و بهزیستی فردی مرتبط است [4]. بااین‌حال، افراد اغلب در تنظیم هیجانات خود دچار مشکل می‌شوند که میتواند به اختلالات روانشناختی منجر شود [5, 6]. یکی از سؤالات اساسی این است که چرا افراد با وجود پیامدهای منفی، درگیر اشکال ناسازگار تنظیم هیجان می‌شوند [1]. برای توضیح این پدیده، محققان شروع به بررسی این موضوع کرده‌اند که «آیا باورهای افراد در مورد هیجانات، یعنی ایده‌های آن‌ها در مورد ماهیت، ویژگی‌ها و عملکرد هیجانات‌شان، ممکن است بر تلاش‌های تنظیم هیجان آن‌ها تأثیر بگذارد یا خیر؟» [7].
نتایج پژوهش‌ها نشان داده‌اند باورهایی که افراد درمورد پدیده‌های ذهنی مانند هیجانات دارند مهم هستند، زیرا بر پاسخ‌های آن‌ها به چالش‌ها و فرصت‌ها تأثیر می‌گذارند [8]. درواقع شواهد پژوهشی زیادی وجود دارد که از نقش باورهای هیجانی در فرایند تنظیم هیجان، پیدایش و تداوم اختلالات روانپزشکی و سلامت و بهزیستی هیجانی حمایت می‌کنند [7، 9-14]. مطالعات نشان داده‌اند که باورهای منفی درباره هیجانات، مانند اعتقاد به خطرناک یا غیرقابل‌کنترل بودن هیجانات، با استفاده از راهبردهای ناسازگارانه تنظیم هیجان و افزایش خطر ابتلا به اختلالات روانی مرتبط هستند [7، 15]. درمقابل، باورهای مثبت درباره هیجانات می‌توانند به استفاده از راهبردهای سازگارانه و بهبود سلامت روانی منجر شوند [16]. بنابراین، ارزیابی و درک باورهای هیجانی افراد میتواند به مداخلات درمانی مؤثری برای بهبود تنظیم هیجان و کاهش مشکلات روانشناختی منجر شود [17].
باتوجه‌به اهمیت باورهای هیجانی، ابزارهای مختلفی برای سنجش این سازه توسعه یافته‌اند. بااین‌حال بسیاری از این پرسش‌نامه‌ها، طیف محدودی از باورها را پوشش می‌دهند و اغلب تنها بر باورهای مربوط به فایده، کنترل‌پذیری یا انعطاف‌پذیری هیجان‌ها تمرکز می‌کنند [18]. همچنین برخی پرسش‌نامه‌ها علاوه‌‌بر باورهای هیجانی، سازه‌هایی مانند استراتژی‌های تنظیم هیجان یا تمایل به ابراز هیجان را می‌سنجند؛ یا به‌جای باورهای شخصی افراد درباره هیجان‌هایشان، باورهای کلی افراد در مورد هیجان را می‌سنجند که باعث ایجاد سوگیری و کاهش دقت ارزیابی می‌شود [9]. باتوجه‌به محدودیت‌های پرسش‌نامه‌های موجود، نیاز به مقیاسی جامع برای اندازه‌گیری تفاوت‌های ظریف و تغییرات در باورهای هیجانی افراد احساس می‌شود، چنین مقیاسی میتواند به ارتقای دقت در تحقیقات و روان‌درمانی کمک شایانی کند [9].
منسر و همکاران در سال 2012 پرسش‌نامه‌ای دررابطه‌با سنجش باورهای هیجانی طراحی و اعتباریابی کردند [19] که یکی از جامع‌ترین ابزارها در این زمینه است. این پرسش‌نامه با تمرکز بر سنجش طیف وسیعی از باورهای هیجانی، محدودیت‌های پرسش‌نامه‌های دیگر را که تنها به اندازه‌گیری راهبردهای تنظیم هیجان می‌پردازند، برطرف کرده است [9]. پرسش‌نامه باورهای هیجانی مبتنی بر نظریه فراشناخت است و باورهای ضمنی در مورد هیجانات را می‌سنجد. این پرسش‌نامه خودگزارشی 43 گویه و 6 خرده‌مقیاس شامل کنترل‌ناپذیری، شرمساری، سودمندی، معنا، آسیب و سرایت دارد و انواع مختلف باورهایی که افراد می‌توانند در مورد هیجانات ناراحت‌کننده خود داشته باشند ارزیابی می‌کند [19].
پرسش‌نامه حاضر در تعدادی از نمونه‌های فرهنگی و اجتماعی مختلف مورد بررسی و اعتبارسنجی قرار گرفته است. در سال 2022، مطالعه‌ای در ترکیه ساختار عاملی این پرسش‌نامه را در جمعیت دانشجویی مورد بررسی قرار داده است. این نویسندگان ساختار عامل اصلی BAEQ را با استفاده از 37 گویه از 43 گویه اصلی تأیید کردند [20]. همچنین در سال 2023 مطالعه‌ای بر روی بزرگسالان استرالیایی ساختار 5 عاملی (شامل عامل‌های شرمساری، کنترل‌ناپذیری، معنا، سودمندی و آسیب) با 30 گویه را برای این پرسش‌نامه تأیید کرده است [9].
اختلاف در ساختار عاملی این پرسش‌نامه در جامعه بین‌المللی، اهمیت اعتبارسنجی این مقیاس را برای جمعیت‌های دیگر برجسته می‌کند. باتوجه‌به اینکه جمعیت ایرانی ازلحاظ فرهنگی و زبانی با جمعیت‌های بررسی‌شده در مطالعات قبلی متفاوت است، تاکنون هیچ مطالعه‌ای به اعتبارسنجی نسخه فارسی BAEQ در جمعیت ایرانی نپرداخته است. همچنین باتوجه‌به اهمیت عمیق درک باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی و همچنین به‌دلیل داشتن جمعیت بزرگ و متنوع فرهنگی، نیاز است ابزارهای معتبر و قابل‌اطمینان برای ارزیابی باورهای هیجانی اعتبارسنجی شود. این امر به‌ویژه باتوجه‌به شیوع اختلالات روانی و اهمیت مداخلات مبتنی بر تنظیم هیجان در کشور، ضرورت می‌یابد [21]. علاوه‌براین، تفاوت‌های فرهنگی و زبانی میتواند بر نحوه تجربه و بیان هیجانات تأثیر بگذارد، بنابراین، اعتبارسنجی ابزارهای روانسنجی در بافت فرهنگی مربوطه اهمیت ویژه‌ای دارد [22].
بر همین اساس باتوجه‌به نقش مهم باورهای هیجانی در سلامت روانشناختی و اهمیت برگردان زبانی و فرهنگی ابزارها، هدف از مطالعه حاضر، بررسی ساختار عاملی، ویژگیهای روانسنجی و ثبات اندازه‌گیری نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی است. این مطالعه میتواند به رفع خلا موجود در ادبیات پژوهشی کمک کند و ابزار معتبری را برای پژوهشگران و بالینگران در ایران فراهم سازد. استفاده از نسخه معتبر فارسی BAEQ امکان ارزیابی دقیق‌تر باورهای هیجانی و طراحی مداخلات مؤثرتر در زمینه تنظیم هیجان را فراهم می‌کند.
مواد و روش‌ها
فرایند ترجمه
ابتدا نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی براساس اصول بین‌المللی برای تطبیق بین فرهنگی مقیاس‌های خودگزارشی ترجمه شد [23]. این رویه با ترجمه گویه‌های پرسش‌نامه BAEQ به زبان فارسی توسط تیمی متشکل از متخصصان، شامل یک روانشناس بالینی و یک روانپزشک آغاز شد. سپس یک متخصص زبان انگلیسی نسخه فارسی را به زبان انگلیسی معکوس ترجمه کرد تا دقت و هم‌ارزی بین دو نسخه زبانی را تأیید کند. پس از چندین دور بازبینی و اصلاح برای رفع هرگونه ابهام دستوری یا محتوایی، نسخه فارسی ترجمه‌شده پرسش‌نامه BAEQ برای اجرا آماده شد. در ابتدا پرسش‌نامه به 20 نفر نمونه اولیه داده شد و سپس بر اساس بازخورد‌ها و نظرات آن‌ها نسخه نهایی پرسش‌نامه آماده برای اجرا آماده شد. این فرایند تضمین می‌کند که نسخه فارسی با ابزار اصلی انگلیسی همخوانی نزدیک دارد.
شرکت‌کنندگان و روش اجرا
این پژوهش مقطعی و از نوع روانسنجی بود و با جمعیت افراد ساکن در شهر زنجان انجام شد. نمونه‌گیری از فروردین سال 1403 تا تیر سال 1403 از طریق انتشار اطلاعیه‌های آنلاین در شبکه‌های اجتماعی شهر زنجان که در آن به‌طور خلاصه هدف و روش مطالعه همراه با لینک شرکت در پژوهش ارائه شده بود، انجام شد. شرکت‌کنندگان قبل از تکمیل پرسش‌نامه، رضایت آگاهانه مجازی را ارائه دادند. حجم نمونه با استفاده از قاعده بنتلر و چو تخمین زده شد [24]. براساس این قاعده تعداد 5 تا 20 نفر به‌ازای هر گویه پیشنهاد شده است. در پژوهش حاضر مطابق با قاعده حاضر و مطالعات گذشته برای 43 گویه از 10 نفر به‌ازای هر گویه استفاده شد [25].
ملاک ورود به این مطالعه شامل رضایت آگاهانه، تحصیلات تا حداقل کلاس هشتم و رده سنی 18تا 50 سال بود.
ملاک خروج نیز تمایل به خروج از مطالعه و پاسخ‌دهی تصادفی به گویه‌ها بود. نمونه نهایی شامل 453 نفر بود. همه شرکت کنندگان ایرانی بودند و با روش نمونه‌گیری در دسترس انتخاب شدند.
ابزارهای پژوهش
پرسش‌نامه باورهای هیجانی
یک مقیاس خودگزارشی است که باورهای افراد را در مورد هیجانات‌شان اندازه‌گیری می‌کند و شامل 43 گویه است که در مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای از 1=کاملاً مخالف تا 5=کاملاً موافقم رتبه‌بندی می‌شود [19]. همچنین این پرسش‌نامه دارای 6 خرده‌مقیاس شامل کنترل‌ناپذیری (موارد 1-9)، شرم‌آور و غیرمنطقی‌بودن (موارد 10-19)، بی‌معنایی (موارد 20-26)، بی‌فایده بودن (موارد 27-34)، آسیب‌رساندن (موارد 35-39) و مسری‌بودن (موارد 40-43) است [9]. این پرسش‌نامه همسانی درونی کافی (0/8)، پایایی آزمون-بازآزمون، اعتبار همگرا و اعتبار واگرا مناسب نشان داده است [19].
مقیاس عاطفه مثبت و منفی
اﻳﻦ مقیاس یک ابزار خودسنجی برای سنجش دو بعد خلقی یعنی عاطفه مثبت و منفی است که واﺗﺴﻮن و همکاران آن را طراحی کرده‌اند [26]. در این ﻣﻘﻴﺎس، 20 عبارت که بیانگر 10 احساس مثبت (مانند شادابی و اشتیاق) و 10 احساس منفی (مانند اضطراب و ناامیدی) است، در قالب ﻛﻠﻤـﺎت ﻣﻄـﺮح شده و نظـر تکمیـل‌کننـده در مـورد ایـن احساسات، در چهار بعد گذشته، حال، آینده و بـه‌طـور کلـی، در یـک مقیـاس 5 درجـه‌ای (از 1=بسیار کم تا 5=بسیار زیاد) ارزیابی می‌شود. دامنه نمرات برای هر خرده‌مقیاس از 10 تا 50 است. همسانی درونی این مقیـاس برای عاطفه مثبت 0/88 و برای عاطفه منفی 0/87 به دست آمده است. همچنین پایایی آزمون-باز آزمون برای عاطفه مثبت 0/68 و برای عاطفه منفی 0/71 به دست آمد که حاکی از ثبات درونی آن می‌باشد [26]. همبستگی‌های میان عاطفه مثبت و منفی با ابزارهای سنجش مختلف، روایی خارجی این ابزارها را تأیید می‌کند. به‌عنوان‌مثال، همبستگی عاطفه منفی با فهرست وارسی علائم (SCL-90-R) برابر با 0/72 و همبستگی عاطفه مثبت با همین ابزار برابر با 0/19 است. همچنین، همبستگی عاطفه منفی با پرسش‌نامه افسردگی بک 0/58 و همبستگی عاطفه مثبت با این پرسش‌نامه 0/36- گزارش شده است. در ایران نیز پاشا شریفی و همکاران ساختار دو عاملی این ابزار را تأیید کردند و ضریب همسانی 0/77 را برای کل پرسش‌نامه گزارش کردند [27]. در پژوهش حاضر ضریب آلفا برای عاطفه منفی 0/88 و برای عاطفه مثبت 0/86 محاسبه شد.
مقیاس رضایت از زندگی
این مقیاس خودسنجی برای سنجش میزان رضایت از زندگی کلی افراد را دینر و همکاران طراحی کرده‌اند [28]. این مقیاس جنبه‌های مثبت تجارب فرد را ارزیابی می‌کند. مقیاس فوق دارای 5 گویه است که در قالب لیکرت 7 درجه‌ای (1=کاملاً مخالفم تا 7=کاملاً موافقم) درجه‌بندی می‌شوند. گویه‌های این مقیاس عبارت‌اند از
1. در اکثر مواقع زندگی من ایدئآل است؛
2. شرایط زندگی من بسیار عالی است؛
3. من از زندگی خود رضایت دارم؛
4. تابه‌حال چیزهای مهم مورد نظرم را در زندگی به دست آورده‌ام؛
5. اگر می‌توانستم دوباره زندگی را شروع کنم چیزی را تغییر نمی‌دادم.
نمره برش این مقیاس 20 است. نمره 20 به این معناست که فرد نه راضی و نه ناراضی است. همچنین نمره بالاتر از 30 نشان‌دهنده رضایت بالا و نمره بین 5 تا 9 نشان‌دهنده بیشترین میزان نارضایتی از زندگی است. ساختار تک عاملی و پایایی این ابزار با آلفا 0/84 تا 0/89 تأیید شده است [29]. در ایران نیز فلاحی و همکاران پایایی آن به روش آلفای کرونباخ را 0/85 و به روش بازآزمایی 0/77 گزارش دادند. همچنین ساختار تک عاملی آن تأیید و اعتبار همگرای آن با استفاده از فهرست شادکامی آکسفورد و پرسش‌نامه افسردگی بک رضایت‌بخش گزارش شده است [30]. در پژوهش حاضر ضریب آلفای کرونباخ برای این ابزار 0/88 محاسبه شد.
روش تحلیل داده‌ها
در این پژوهش آمار توصیفی (میانگین و درصد) برای تحلیل اطلاعات جمعیت شناختی استفاده شد. همچنین از تحلیل عاملی اکتشافی و تحلیل عاملی تأییدی برای سنجش روایی ابزار استفاده شد. تحلیل عاملی اکتشافی با استفاده از روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی انجام شد. برای اطمینان از مناسب بودن داده‌ها برای تحلیل عاملی، از آزمون کایزر-میر-اولکین (KMO) و آزمون کرویت بارتلت استفاده شد. همچنین برای ساده‌سازی و تفسیر بهتر عوامل، از روش چرخش واریماکس استفاده شد. برای تعیین تعداد عوامل از سه روش مقدار ویژه بزرگ‌تر از 1، نمودار اسکری و تحلیل موازی استفاده شد.
تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از روش حداکثر درست‌نمایی برای ارزیابی سه مدل از پرسش‌نامه BAEQ انجام شد. برازش مدل با استفاده از شاخص‌های زیر ارزیابی شد: نسبت مجذور کای به درجه آزادی (CMIN/DF)، شاخص نیکویی برازش (GFI)، شاخص برازش افزایشی (IFI)، شاخص تاکر-لوئیس (TLI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI) و ریشه میانگین مربعات خطای تقریب (RMSEA)؛ برازش خوب به‌صورت 3≥DF/CMIN و TLI و IFI و 0/900≤CFI و 0/05≥RMSEA تعریف شد [31].
برای تعیین یکسان بودن پارامتر‌های روانسنجی پرسش‌نامه BAEQ در بین جنسیت‌ها (زنان در مقابل مردان)، ثبات اندازه‌گیری ارزیابی شد. این تجزیه‌وتحلیل ارزیابی می‌کند که تا چه میزان باورهای هیجانی افراد به‌طور یکسان برای هر دو جنس اندازه‌گیری می‌شود. ثبات اندازه‌گیری با استفاده از یک سری مدل‌ها مانند کانفیگیورال، متریک و اسکالار مورد آزمایش قرار گرفت. برازش مدل با استفاده از تغییر در CFI و RMSEA بین مدل‌های کمتر و بیشتر محدودکننده و محدودکننده مقایسه شد. مقادیر موردقبول برای ثبات ΔCFI≤0/01 و ΔRMSEA≤0/15 بود [32]. به‌منظور بررسی پایایی این ابزار از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد، آلفای کرونباخ بالاتر از 0/70 نشانگر همسانی درونی خوب است. علاوه‌براین، روایی همگرا با استفاده از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده ارزیابی شد و روایی ملاکی با بررسی همبستگی این ابزار با پرسش‌نامه‌های عاطفه مثبت و منفی و پرسش‌نامه رضایت از زندگی ارزیابی شد. داده‌ها با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 27 برای آمار توصیفی و تحلیل عاملی اکتشافی و AMOS نسخه 24 برای تحلیل عاملی تأییدی، تحلیل شدند.
یافته‌ها
اطلاعات توصیفی
همان‌طور که در جدول شماره 1 نشان داده شده است، درمجموع 453 نفر در این مطالعه شرکت کردند که 65/1 درصد (295 نفر) از آن‌ها زن و 34/9 درصد (158 نفر) مرد بودند.
بازه سنی شرکت‌کنندگان از 18 تا 50 سال متغیر بود و 75/7 درصد 18تا 30 سال، 13/4 درصد 31 تا40 سال و 10/9درصد 41 تا 50 سال بودند. ازنظر وضعیت تأهل، 69/3 درصد مجرد و 30/7 درصد متأهل و ازنظر سطح تحصیلات، 35/1 درصد دیپلم و زیر دیپلم، 5/1 درصد فوق دیپلم، 35/8 درصد کارشناسی، 15/9 درصد کارشناسی ارشد و 8/2 درصد دکتری، پزشکی عمومی و بالاتر بودند. بررسی چولگی و کشیدگی متغیر‌ها نشان داد تمامی آن‌ها در بازه (2 تا 2-) بوده و در محدوده نرمال بودند. نتیجه آزمون کولموگروف اسمیرنوف معنی‌داری کوچک‌تر از 0/05 را نشان داد که به نظر می‌رسد باتوجه‌به حجم بالای نمونه تخطی از این پیش‌فرض بلامانع است.
تحلیل عاملی تأییدی
تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از نرم‌افزار AMOS نسخه 24 انجام شد. ابتدا مدل شش عاملی معرفی‌شده توسط سازندگان ابزار مورد آزمون قرار گرفت [19]، همان‌طور که در جدول شماره 2 نشان داده شده است، مجذور کای و شاخص‌های برازش نشان‌دهنده برازش ضعیف بودند.
دومین و سومین تحلیل عاملی برای ارزیابی مدل‌های معرفی‌شده در پژوهش‌های گذشته، شامل مدل کوچ و همکاران در ترکیه و استرودل و همکاران در استرالیا، انجام شد [9، 20]. مشابه تجزیه‌وتحلیل اولیه، مجذور کای و شاخص‌های برازش نشان‌دهنده برازش ضعیف مدل بودند.
تحلیل عاملی اکتشافی
باتوجه‌به اینکه هیچ‌یک از مدل‌ها در تحلیل عاملی تأییدی برازش خوبی نشان نداد، تحلیل عاملی اکتشافی با روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس برای بررسی ساختار عاملی پرسش‌نامه BAEQ مورد استفاده قرار گرفت. برای بررسی کفایت نمونه‌گیری از آزمون کایزر-میر- اولکین (KMO) استفاده شد. در پژوهش حاضر مقدار KMO به‌دست‌آمده برابر با 0/85 بود که نمایانگر کفایت نمونه‌گیری است. برای بررسی همبسته بودن متغیر‌ها از آزمون بارتلت استفاده شد. در این پژوهش مقدار آماره این آزمون 6583/13 و سطح معنی‌داری آن کمتر از 0/001 به دست آمد که نمایانگر همبسته بودن متغیر‌ها و امکان اجرای تحلیل عاملی اکتشافی است. پس از اجرای تحلیل عاملی، نمودار اسکری تعداد 11 عامل با مقدار ویژه بالای 1 را نشان داد. درمقابل تحلیل موازی با استفاده از نرم‌افزار مونت‌کارلو تعداد 5 عامل را پیشنهاد داد (تصویر شماره 1).
با بررسی اشتراک اولیه بین گویه‌ها، مقدار 0/4 به‌عنوان مبنا در نظر گرفته شد و گویه‌هایی که اشتراک اولیه کمتر از این مقدار داشتند از تحلیل حذف شدند. بر همین اساس 18 گویه از ادامه تحلیل حذف شدند. نتایج نشان داد:
عامل اول با عنوان «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل» و با مقدار ویژه 5/604، 20/7 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل دوم با عنوان «شرم‌آور و غیرمنطقی» و با مقدار ویژه 3/38، 12/51 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل سوم با عنوان «بی‌مصرف» و با مقدار ویژه 2/31، 8/58 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل چهارم با عنوان «مسری» و با مقدار ویژه 1/77، 6/56 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل پنجم با عنوان «بی‌اعتبار و بی‌معنا» و با مقدار ویژه 1/51، 5/59 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
درمجموع این عوامل 54 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کنند. یافته‌های حاصل از ماتریس چرخش‌یافته با شیوه واریماکس در جدول شماره 3 ارائه شده است.
براساس جدول شماره 3 تمامی گویه‌ها از بار عاملی مطلوبی برخوردارند؛ همچنین شکل گرافیکی مدل 5 عاملی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در تصویر شماره 2 ارائه شده است.
عامل اول با عنوان «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل» و با مقدار ویژه 5/604، 20/7 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل دوم با عنوان «شرم‌آور و غیرمنطقی» و با مقدار ویژه 3/38، 12/51 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل سوم با عنوان «بی‌مصرف» و با مقدار ویژه 2/31، 8/58 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل چهارم با عنوان «مسری» و با مقدار ویژه 1/77، 6/56 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
عامل پنجم با عنوان «بی‌اعتبار و بی‌معنا» و با مقدار ویژه 1/51، 5/59 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کند.
درمجموع این عوامل 54 درصد از واریانس کل را تبیین می‌کنند. یافته‌های حاصل از ماتریس چرخش‌یافته با شیوه واریماکس در جدول شماره 3 ارائه شده است.
براساس جدول شماره 3 تمامی گویه‌ها از بار عاملی مطلوبی برخوردارند؛ همچنین شکل گرافیکی مدل 5 عاملی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در تصویر شماره 2 ارائه شده است.
برای تأیید مدل 5 عاملی به‌دست‌آمده، تحلیل‌عاملی تأییدی با نرم‌افزار AMOS انجام شد. نتایج نشان داد مدل 5 عاملی در جمعیت ایرانی از برازش مطلوبی برخوردار است (جدول شماره 2).
ثبات اندازه‌گیری
جدول شماره 4 نتایج آزمون ثبات اندازه‌گیری برای مدل پنج عاملی را نشان می‌دهد.
این مدل شاخص‌های برازش رضایت‌بخشی را براساس TLI، CFI و RMSEA برای هر دو گروه مردان و زنان نشان داد. علاوه‌براین، مدل‌های کانفیگیورال، متریک و اسکالار که بین گروه‌های جنسیتی مورد آزمون قرار گرفتند، شاخص‌های برازش رضایت‌بخشی را نشان دادند. هیچ نشانه‌ای از افت شاخص‌های برازش در مقایسه مدل‌های کانفیگیورال دیده نشد (Δχ2=25; P<0/000; ΔTLI=0/003; ΔCFI=0/001; ΔRMSEA=0/000)، همچنین بین مدل‌های متریک و اسکالار نیز افت شاخص‌های برازش مشاهده نشد (Δχ2=11/95; P<0/000; ΔTLI=0.004; ΔCFI=0/001; ΔRMSEA=0/000). درنتیجه باتوجه‌به توصیه‌های چن [33] ثبات برای مدل 5 عاملی در هر دو جنس برقرار است.
روایی ملاکی و همگرا و پایایی
برای بررسی روایی همگرا از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده استفاده شد. درصورتی که مقدار AVE بیشتر از 0/5 باشد قابل‌قبول در نظر گرفته می‌شود. در پژوهش حاضر مقدار AVE، 0/5 برآورد شد. برای ارزیابی اعتبار ملاکی پرسش‌نامه باورهای هیجانی، همبستگی بین نمره کل و نمرات زیرمقیاس‌های آن با سایر مقیاس‌هایی مانند پرسش‌نامه عاطفه مثبت و منفی و مقیاس رضایت از زندگی محاسبه شد. ماتریس همبستگی در جدول شماره 5 ارائه شده است.
همان‌طور که در جدول شماره 5 مشاهده می‌شود بین نمره کل باورهای هیجانی و پرسش‌نامه‌های رضایت از زندگی و عاطفه مثبت و منفی همبستگی معنی‌دار وجود دارد. این نتایج، روایی همگرا پرسش‌نامه باورهای هیجانی را تأیید می‌کند.
برای بررسی پایایی پرسش‌نامه حاضر از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد. مطابق یافته‌های پژوهش مقدار CR برابر با 0/949 محاسبه شد. همچنین آلفای کرونباخ پرسش‌نامه حاضر برابر با 0/75 محاسبه شد. این موارد نشان می‌دهد پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از پایایی و روایی مناسب برخوردار است.
بحث
باورهای هیجانی به باورهایی که افراد درمورد پدیده‌های ذهنی مانند هیجانات دارند گفته می‌شود [8]. باتوجه‌به نقش مهم باورهای هیجانی در سلامت روانشناختی، هدف مطالعه حاضر بررسی ساختار عاملی، ویژگیهای روانسنجی و ثبات اندازه‌گیری پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی بود. نتایج مطالعه حاضر نشان داد این پرسش‌نامه از روایی و پایایی مناسبی در جمعیت عمومی برخوردار است.
مطابق یافته‌های پژوهش ساختار 6 عاملی اصلی BAEQ در جمعیت ایرانی تأیید نشد. درنتیجه، تحلیل عاملی اکتشافی بر روی 43 گویه اصلی انجام شد و ساختار 5 عاملی شامل «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل»، «شرم‌آور و غیرمنطقی»، «بی‌مصرف»، «سرایت‌کننده» و «بی‌اعتبار و بی‌معنا» با 25 گویه معرفی گردید. این ساختار عاملی جدید با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی مورد آزمون قرار گرفت و تأیید شد.
ساختار عاملی نهایی شناسایی‌شده در این مطالعه در مقایسه با ساختار عاملی اصلی [19] و نسخه ترکیه‌ای [20] در یک عامل متفاوت است، زیرا در این پژوهش گویه‌های 5، 9، 11، 15، 22، 24، 25، 26، 27، 29، 30، 34، 35، 36، 37، 39، 42، 43 به‌دلیل بار عاملی کمتر از 0/4 حذف شدند و گویه 19 «احساس ناراحتی باعث می‌شود سردرگم و گیج شوم.» در عامل اول، یعنی «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل» و گویه 38 «احساسِ ناراحتی من روی دیگران اثر می‌گذارد.» در عامل چهارم یعنی «سرایت‌کننده» جای‌گذاری شدند؛ در تبیین این یافته می‌توان گفت مفهوم این گویه‌ها در فرهنگ ایرانی و ساختار زبان فارسی متفاوت از جمعیت‌های پیشین ارزیابی شده است.
یافته‌های مطالعه حاضر با یافته‌های مطالعه استرودل و همکاران [9] که به بررسی ساختارعاملی این پرسش‌نامه در جمعیت استرالیایی پرداختند، همخوان است. در نسخه استرالیایی 13 گویه حذف شد و از ساختار 5 عاملی حمایت می‌کند.
برای ارزیابی اعتبار ملاکی پرسش‌نامه باورهای هیجانی، همبستگی بین نمره کل و نمرات زیرمقیاس‌های آن با سایر مقیاس‌ها مانند پرسش‌نامه عاطفه مثبت و منفی و مقیاس رضایت از زندگی محاسبه شد. نتایج نشان داد بین نمره کل باورهای هیجانی و عاطفه مثبت (0/217-=r)، عاطفه منفی (415/r=0) و رضایت از زندگی (0/20-=r) همبستگی معنی‌دار وجود دارد. این یافته مطابق با یافته‌های کوچ و همکاران و استرودل و همکاران [9، 20] روایی همگرای پرسش‌نامه باور‌های‌هیجانی را تأیید می‌کند.
برای بررسی پایایی پرسش‌نامه حاضر از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد. مطابق یافته‌های پژوهش مقدار CR برابر با 0/949 محاسبه شد. همچنین آلفای کرونباخ پرسش‌نامه حاضر برابر با 0/75 محاسبه شد که نزدیک به مطالعه منسر و همکاران و کوچ و همکاران است [19, 20]. این موارد نشان می‌دهد پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از پایایی و روایی مناسب برخوردار است.
یافته‌های حاصل از بررسی ثبات اندازه‌گیری پرسش‌نامه باورهای هیجانی نشان داد که مطابق نظر پاتنیک و برنشتاین [34] و با در نظر گرفتن شاخص‌های متریک، اسکالار و کانفیگیورال این پرسش‌نامه هم در میان مردان و هم زنان از اعتبار کافی برخوردار است و برای هر دو جنسیت قابلیت اجرا دارد.
در دسترس بودن ابزاری که قادر به ارزیابی باورهای هیجانی مراجعان باشد، برای پژوهشگران و بالینگران بسیار حائز اهمیت است. یافته‌های اخیر مبنی بر اینکه باورهای هیجانی می‌توانند توسط روان‌درمانی‌هایی مانند درمان متمرکز بر هیجان تغییر یابند [35]، نشان می‌دهد BAEQ میتواند ابزار مفیدی برای پژوهش در زمینه روان‌درمانی باشد، همچنین شناسایی مکانیسم‌های تغییر در روان‌درمانی نیز از دیگر کاربرد‌های این ابزار است [9]. بر همین اساس، ما پژوهشگران آینده را تشویق می‌کنیم که با در نظر گرفتن محدودیت‌های شناسایی‌شده در مطالعه حاضر، مانند نبود داده‌های طولی، نمونه‌گیری در دسترس و نمونه‌های غیربالینی، به بررسی مجدد این ویژگیهای روانسنجی پرسش‌نامه حاضر بپردازند.
نتیجه‌گیری
درمجموع، نتایج مطالعه حاضر نشان داد نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است. همچنین این مطالعه ساختار 5 عاملی با 25 آیتم این پرسش‌نامه در فرهنگ ایرانی را تأیید کرد. بر همین اساس پژوهشگران با اطمینان می‌توانند از نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در مطالعات پژوهشی و ارزیابی اثربخشی مداخلات بالینی استفاده کنند.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق در پژوهش
مطالعه حاضر موردتأیید کمیته اخلاق دانشگاه علوم پزشکی زنجان (IR.ZUMS.REC.1403.018) قرار گرفت. قبل از پاسخ به سؤالات پرسش‌نامه، از دانشجویان درمورد رضایت آن‌ها برای شرکت در پژوهش سؤال شد و در صورت تمایل سؤالات نمایش داده شد. همچنین به شرکت‌کنندگان درمورد محرمانه بودن اطلاعات شخصی اطمینان داده شد.
حامی مالی
این مطالعه با حمایت مالی کمیته تحقیقات دانشجویی دانشگاه علوم پزشکی زنجان انجام شد (کد طرح: A-11-1408-19).
مشارکت نویسندگان
نهایی‌سازی و نگارش مقاله: مبینا محمدی؛ نهایی‌سازی، نگارش مقاله، تحلیل‌آماری، بررسی و ویرایش: امیرحسین رسولی؛ مفهوم‌سازی و نظارت: امید ساعد و سیده الناز موسوی؛ نگارش مقاله: پریسا صراحی، سحر عباس‌زاده و سمانه شیشه‌چی.
تعارض منافع
نویسندگان هیچ‌گونه تعارض منافی برای اعلام ندارند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگان به خاطر مشارکت در این پژوهش و نیز همکاری صمیمانه در پاسخگویی به سؤالات پرسش‌نامه، تشکر و قدردانی می‌شود.
ثبات اندازه‌گیری
جدول شماره 4 نتایج آزمون ثبات اندازه‌گیری برای مدل پنج عاملی را نشان می‌دهد.
این مدل شاخص‌های برازش رضایت‌بخشی را براساس TLI، CFI و RMSEA برای هر دو گروه مردان و زنان نشان داد. علاوه‌براین، مدل‌های کانفیگیورال، متریک و اسکالار که بین گروه‌های جنسیتی مورد آزمون قرار گرفتند، شاخص‌های برازش رضایت‌بخشی را نشان دادند. هیچ نشانه‌ای از افت شاخص‌های برازش در مقایسه مدل‌های کانفیگیورال دیده نشد (Δχ2=25; P<0/000; ΔTLI=0/003; ΔCFI=0/001; ΔRMSEA=0/000)، همچنین بین مدل‌های متریک و اسکالار نیز افت شاخص‌های برازش مشاهده نشد (Δχ2=11/95; P<0/000; ΔTLI=0.004; ΔCFI=0/001; ΔRMSEA=0/000). درنتیجه باتوجه‌به توصیه‌های چن [33] ثبات برای مدل 5 عاملی در هر دو جنس برقرار است.
روایی ملاکی و همگرا و پایایی
برای بررسی روایی همگرا از شاخص میانگین واریانس استخراج‌شده استفاده شد. درصورتی که مقدار AVE بیشتر از 0/5 باشد قابل‌قبول در نظر گرفته می‌شود. در پژوهش حاضر مقدار AVE، 0/5 برآورد شد. برای ارزیابی اعتبار ملاکی پرسش‌نامه باورهای هیجانی، همبستگی بین نمره کل و نمرات زیرمقیاس‌های آن با سایر مقیاس‌هایی مانند پرسش‌نامه عاطفه مثبت و منفی و مقیاس رضایت از زندگی محاسبه شد. ماتریس همبستگی در جدول شماره 5 ارائه شده است.
همان‌طور که در جدول شماره 5 مشاهده می‌شود بین نمره کل باورهای هیجانی و پرسش‌نامه‌های رضایت از زندگی و عاطفه مثبت و منفی همبستگی معنی‌دار وجود دارد. این نتایج، روایی همگرا پرسش‌نامه باورهای هیجانی را تأیید می‌کند.
برای بررسی پایایی پرسش‌نامه حاضر از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد. مطابق یافته‌های پژوهش مقدار CR برابر با 0/949 محاسبه شد. همچنین آلفای کرونباخ پرسش‌نامه حاضر برابر با 0/75 محاسبه شد. این موارد نشان می‌دهد پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از پایایی و روایی مناسب برخوردار است.
بحث
باورهای هیجانی به باورهایی که افراد درمورد پدیده‌های ذهنی مانند هیجانات دارند گفته می‌شود [8]. باتوجه‌به نقش مهم باورهای هیجانی در سلامت روانشناختی، هدف مطالعه حاضر بررسی ساختار عاملی، ویژگیهای روانسنجی و ثبات اندازه‌گیری پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی بود. نتایج مطالعه حاضر نشان داد این پرسش‌نامه از روایی و پایایی مناسبی در جمعیت عمومی برخوردار است.
مطابق یافته‌های پژوهش ساختار 6 عاملی اصلی BAEQ در جمعیت ایرانی تأیید نشد. درنتیجه، تحلیل عاملی اکتشافی بر روی 43 گویه اصلی انجام شد و ساختار 5 عاملی شامل «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل»، «شرم‌آور و غیرمنطقی»، «بی‌مصرف»، «سرایت‌کننده» و «بی‌اعتبار و بی‌معنا» با 25 گویه معرفی گردید. این ساختار عاملی جدید با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی مورد آزمون قرار گرفت و تأیید شد.
ساختار عاملی نهایی شناسایی‌شده در این مطالعه در مقایسه با ساختار عاملی اصلی [19] و نسخه ترکیه‌ای [20] در یک عامل متفاوت است، زیرا در این پژوهش گویه‌های 5، 9، 11، 15، 22، 24، 25، 26، 27، 29، 30، 34، 35، 36، 37، 39، 42، 43 به‌دلیل بار عاملی کمتر از 0/4 حذف شدند و گویه 19 «احساس ناراحتی باعث می‌شود سردرگم و گیج شوم.» در عامل اول، یعنی «طاقت‌فرسا و غیرقابل‌کنترل» و گویه 38 «احساسِ ناراحتی من روی دیگران اثر می‌گذارد.» در عامل چهارم یعنی «سرایت‌کننده» جای‌گذاری شدند؛ در تبیین این یافته می‌توان گفت مفهوم این گویه‌ها در فرهنگ ایرانی و ساختار زبان فارسی متفاوت از جمعیت‌های پیشین ارزیابی شده است.
یافته‌های مطالعه حاضر با یافته‌های مطالعه استرودل و همکاران [9] که به بررسی ساختارعاملی این پرسش‌نامه در جمعیت استرالیایی پرداختند، همخوان است. در نسخه استرالیایی 13 گویه حذف شد و از ساختار 5 عاملی حمایت می‌کند.
برای ارزیابی اعتبار ملاکی پرسش‌نامه باورهای هیجانی، همبستگی بین نمره کل و نمرات زیرمقیاس‌های آن با سایر مقیاس‌ها مانند پرسش‌نامه عاطفه مثبت و منفی و مقیاس رضایت از زندگی محاسبه شد. نتایج نشان داد بین نمره کل باورهای هیجانی و عاطفه مثبت (0/217-=r)، عاطفه منفی (415/r=0) و رضایت از زندگی (0/20-=r) همبستگی معنی‌دار وجود دارد. این یافته مطابق با یافته‌های کوچ و همکاران و استرودل و همکاران [9، 20] روایی همگرای پرسش‌نامه باور‌های‌هیجانی را تأیید می‌کند.
برای بررسی پایایی پرسش‌نامه حاضر از پایایی مرکب و همچنین روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ استفاده شد. مطابق یافته‌های پژوهش مقدار CR برابر با 0/949 محاسبه شد. همچنین آلفای کرونباخ پرسش‌نامه حاضر برابر با 0/75 محاسبه شد که نزدیک به مطالعه منسر و همکاران و کوچ و همکاران است [19, 20]. این موارد نشان می‌دهد پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از پایایی و روایی مناسب برخوردار است.
یافته‌های حاصل از بررسی ثبات اندازه‌گیری پرسش‌نامه باورهای هیجانی نشان داد که مطابق نظر پاتنیک و برنشتاین [34] و با در نظر گرفتن شاخص‌های متریک، اسکالار و کانفیگیورال این پرسش‌نامه هم در میان مردان و هم زنان از اعتبار کافی برخوردار است و برای هر دو جنسیت قابلیت اجرا دارد.
در دسترس بودن ابزاری که قادر به ارزیابی باورهای هیجانی مراجعان باشد، برای پژوهشگران و بالینگران بسیار حائز اهمیت است. یافته‌های اخیر مبنی بر اینکه باورهای هیجانی می‌توانند توسط روان‌درمانی‌هایی مانند درمان متمرکز بر هیجان تغییر یابند [35]، نشان می‌دهد BAEQ میتواند ابزار مفیدی برای پژوهش در زمینه روان‌درمانی باشد، همچنین شناسایی مکانیسم‌های تغییر در روان‌درمانی نیز از دیگر کاربرد‌های این ابزار است [9]. بر همین اساس، ما پژوهشگران آینده را تشویق می‌کنیم که با در نظر گرفتن محدودیت‌های شناسایی‌شده در مطالعه حاضر، مانند نبود داده‌های طولی، نمونه‌گیری در دسترس و نمونه‌های غیربالینی، به بررسی مجدد این ویژگیهای روانسنجی پرسش‌نامه حاضر بپردازند.
نتیجه‌گیری
درمجموع، نتایج مطالعه حاضر نشان داد نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در جمعیت ایرانی از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است. همچنین این مطالعه ساختار 5 عاملی با 25 آیتم این پرسش‌نامه در فرهنگ ایرانی را تأیید کرد. بر همین اساس پژوهشگران با اطمینان می‌توانند از نسخه فارسی پرسش‌نامه باورهای هیجانی در مطالعات پژوهشی و ارزیابی اثربخشی مداخلات بالینی استفاده کنند.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق در پژوهش
مطالعه حاضر موردتأیید کمیته اخلاق دانشگاه علوم پزشکی زنجان (IR.ZUMS.REC.1403.018) قرار گرفت. قبل از پاسخ به سؤالات پرسش‌نامه، از دانشجویان درمورد رضایت آن‌ها برای شرکت در پژوهش سؤال شد و در صورت تمایل سؤالات نمایش داده شد. همچنین به شرکت‌کنندگان درمورد محرمانه بودن اطلاعات شخصی اطمینان داده شد.
حامی مالی
این مطالعه با حمایت مالی کمیته تحقیقات دانشجویی دانشگاه علوم پزشکی زنجان انجام شد (کد طرح: A-11-1408-19).
مشارکت نویسندگان
نهایی‌سازی و نگارش مقاله: مبینا محمدی؛ نهایی‌سازی، نگارش مقاله، تحلیل‌آماری، بررسی و ویرایش: امیرحسین رسولی؛ مفهوم‌سازی و نظارت: امید ساعد و سیده الناز موسوی؛ نگارش مقاله: پریسا صراحی، سحر عباس‌زاده و سمانه شیشه‌چی.
تعارض منافع
نویسندگان هیچ‌گونه تعارض منافی برای اعلام ندارند.
تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگان به خاطر مشارکت در این پژوهش و نیز همکاری صمیمانه در پاسخگویی به سؤالات پرسش‌نامه، تشکر و قدردانی می‌شود.
References
1.Arbulu I, Salguero JM, Ramos-Cejudo J, Bjureberg J, Gross JJ. Emotion beliefs are associated with emotion regulation strategies and emotional distress. Current Psychology. 2023; 43:4364–73. [DOI:10.1007/s12144-023-04633-x]
2.Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. Psychological Inquiry. 2015; 26(1):1-26. [DOI:10.1080/1047840X.2014.940781]
3.Sheppes G, Suri G, Gross JJ. Emotion regulation and psychopathology. Annual Review of Clinical Psychology. 2015; 11:379-405. [DOI:10.1146/annurev-clinpsy-032814-112739] [PMID]
4.Daros AR, Ruocco AC. Which emotion regulation strategies are most associated with trait emotion dysregulation? A transdiagnostic examination. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2021; 43(3):478-90. [DOI:10.1007/s10862-020-09864-x]
5.Adolph D, Margraf J. Differential effects of trait-like emotion regulation use and situational emotion regulation ability across the affective and anxiety disorders spectrum: A transdiagnostic examination. Scientific Reports. 2024; 14(1):26642. [DOI:10.1038/s41598-024-76425-7] [PMID]
6.Lotfi M, Amin M, Shiasy Y. [Comparing interpersonal and intrapersonal emotion regulation models in explaining depression and anxiety symptoms in college students (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2021; 27(3):288-301. [DOI:10.32598/ijpcp.27.2.2359.2]
7.De Castella K, Goldin P, Jazaieri H, Ziv M, Dweck CS, Gross JJ. Beliefs about emotion: Links to emotion regulation, well-being, and psychological distress. Basic and Applied Social Psychology. 2013; 35(6):497-505. [DOI:10.1080/01973533.2013.840632]
8.Petrova K, Zielke JN, Mehta A, Gross JJ. Occurrent beliefs about emotions predict emotion regulation in everyday life. Emotion. 2024; 24(4):992-1002. [DOI:10.1037/emo0001317] [PMID]
9.Strodl E, Hubert M, Cooper M. Psychometric properties and factor structure of the Revised Beliefs About Emotions Questionnaire. Clinical Psychology & Psychotherapy. 2023; 30(6):1471-81. [DOI:10.1002/cpp.2889] [PMID]
10.Ford BQ, Gross JJ. Why beliefs about emotion matter: An emotion-regulation perspective. Current Directions in Psychological Science. 2019; 28(1):74-81. [DOI:10.1177/0963721418806697]
11.De Castella K, Platow MJ, Tamir M, Gross JJ. Beliefs about emotion: Implications for avoidance-based emotion regulation and psychological health. Cognition and Emotion. 2018; 32(4):773-95. [DOI:10.1080/02699931.2017.1353485] [PMID]
12.Kneeland ET, Dovidio JF. Emotion malleability beliefs and coping with the college transition. Emotion. 2020; 20(3):452-61.[DOI:10.1037/emo0000559] [PMID]
13.Hong EJ, Kangas M. The relationship between beliefs about emotions and emotion regulation: A systematic review. Behaviour Change. 2022; 39(4):205-34. [DOI:10.1017/bec.2021.23]
14.Becerra R, Naragon-Gainey K, Gross JJ, Ohan J, Preece DA. Beliefs about emotions: Latent structure and links with emotion regulation and psychopathology. Journal of Affective Disorders Reports. 2024; 16:100728. [DOI:10.1016/j.jadr.2024.100728]
15.Somerville MP, MacIntyre H, Harrison A, Mauss IB. Emotion controllability beliefs and young people’s anxiety and depression symptoms: A systematic review. Adolescent Research Review. 2024; 9(1):33-51. [DOI:10.1007/s40894-023-00213-z] [PMID]
16.Kneeland ET, Dovidio JF, Joormann J, Clark MS. Emotion malleability beliefs, emotion regulation, and psychopathology: Integrating affective and clinical science. Clinical Psychology Review. 2016; 45:81-8. [DOI:10.1016/j.cpr.2016.03.008] [PMID]
17.Kimhy D, Vakhrusheva J, Jobson-Ahmed L, Tarrier N, Malaspina D, Gross JJ. Emotion awareness and regulation in individuals with schizophrenia: Implications for social functioning. Psychiatry Research. 2012; 200(2):193-201. [DOI:10.1016/j.psychres.2012.05.029] [PMID]
18.Becerra R, Preece DA, Gross JJ. Assessing beliefs about emotions: Development and validation of the Emotion Beliefs Questionnaire. Plos One. 2020; 15(4):e0231395. [DOI:10.1371/journal.pone.0231395] [PMID]
19.Manser R, Cooper M, Trefusis J. Beliefs about emotions as a metacognitive construct: Initial development of a self-report questionnaire measure and preliminary investigation in relation to emotion regulation. Clinical Psychology & Psychotherapy. 2012; 19(3):235-46. [DOI:10.1002/cpp.745] [PMID]
20.Koç MS, Uzun B. Psychometric properties of the Turkish version of the Beliefs About Emotions Questionnaire (BAEQ) and a preliminary investigation in relation to emotion regulation. Cognition, Brain, Behavior. 2022; 26(1):67-88. [Link]
21.Taheri Mirghaed M, Abolghasem Gorji H, Panahi S. Prevalence of Psychiatric Disorders in Iran: A systematic review and meta-analysis. International Journal of Preventive Medicine. 2020; 11:21. [DOI:10.4103/ijpvm.IJPVM_510_18] [PMID]
22.Prass MA, Bywater AR, Schreier BA. Advice in psychotherapy: Ethical, clinical, and cultural considerations. Professional Psychology: Research and Practice. 2024; 55(6):493–501. [DOI:10.1037/pro0000596]
23.Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000; 25(24):3186-91. [DOI:10.1097/00007632-200012150-00014] [PMID]
24.Bentler PM, Chou CP. Practical issues in structural modeling. Sociological Methods & Research. 1987; 16(1):78-117. [DOI:10.1177/0049124187016001004]
25.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]
26.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]
27.Sharifi HP, Bashardoust S, Emami Pour S. [Psychometric properties of positive and negative affect (Panas) (Persian)]. Journla of Psychological Researches. 2012; 4(13):17-27. [Link]
28.Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment. 1985; 49(1):71-5. [DOI:10.1207/s15327752jpa4901_13] [PMID]
29.Arrindell WA, Checa I, Espejo B, Chen IH, Carrozzino D, Vu-Bich P, et al. Measurement Invariance and Construct Validity of the Satisfaction With Life Scale (SWLS) in community volunteers in Vietnam. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2022; 19(6):3460. [DOI:10.3390/ijerph19063460] [PMID]
30.Fallahi Khesht Masjedi M, Pasandideh MM. [Psychometric properties of satisfaction with life scale in psychiatric patients (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2016; 22(2):147-58. [Link]
31.Zhang X, Wu H. Investigating structural model fit evaluation. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 2024; 31(5):863-81. [DOI:10.1080/10705511.2024.2350023]
32.Schmitt N, Kuljanin G. Measurement invariance: Review of practice and implications. Human Resource Management Review. 2008; 18(4):210-22. [DOI:10.1016/j.hrmr.2008.03.003]
33.Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 2007; 14(3):464-504. [DOI:10.1080/10705510701301834]
34.Putnick DL, Bornstein MH. Measurement invariance conventions and reporting: The state of the art and future directions for psychological research. Developmental Review. 2016; 41:71-90. [DOI:10.1016/j.dr.2016.06.004] [PMID]
2.Gross JJ. Emotion regulation: Current status and future prospects. Psychological Inquiry. 2015; 26(1):1-26. [DOI:10.1080/1047840X.2014.940781]
3.Sheppes G, Suri G, Gross JJ. Emotion regulation and psychopathology. Annual Review of Clinical Psychology. 2015; 11:379-405. [DOI:10.1146/annurev-clinpsy-032814-112739] [PMID]
4.Daros AR, Ruocco AC. Which emotion regulation strategies are most associated with trait emotion dysregulation? A transdiagnostic examination. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2021; 43(3):478-90. [DOI:10.1007/s10862-020-09864-x]
5.Adolph D, Margraf J. Differential effects of trait-like emotion regulation use and situational emotion regulation ability across the affective and anxiety disorders spectrum: A transdiagnostic examination. Scientific Reports. 2024; 14(1):26642. [DOI:10.1038/s41598-024-76425-7] [PMID]
6.Lotfi M, Amin M, Shiasy Y. [Comparing interpersonal and intrapersonal emotion regulation models in explaining depression and anxiety symptoms in college students (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2021; 27(3):288-301. [DOI:10.32598/ijpcp.27.2.2359.2]
7.De Castella K, Goldin P, Jazaieri H, Ziv M, Dweck CS, Gross JJ. Beliefs about emotion: Links to emotion regulation, well-being, and psychological distress. Basic and Applied Social Psychology. 2013; 35(6):497-505. [DOI:10.1080/01973533.2013.840632]
8.Petrova K, Zielke JN, Mehta A, Gross JJ. Occurrent beliefs about emotions predict emotion regulation in everyday life. Emotion. 2024; 24(4):992-1002. [DOI:10.1037/emo0001317] [PMID]
9.Strodl E, Hubert M, Cooper M. Psychometric properties and factor structure of the Revised Beliefs About Emotions Questionnaire. Clinical Psychology & Psychotherapy. 2023; 30(6):1471-81. [DOI:10.1002/cpp.2889] [PMID]
10.Ford BQ, Gross JJ. Why beliefs about emotion matter: An emotion-regulation perspective. Current Directions in Psychological Science. 2019; 28(1):74-81. [DOI:10.1177/0963721418806697]
11.De Castella K, Platow MJ, Tamir M, Gross JJ. Beliefs about emotion: Implications for avoidance-based emotion regulation and psychological health. Cognition and Emotion. 2018; 32(4):773-95. [DOI:10.1080/02699931.2017.1353485] [PMID]
12.Kneeland ET, Dovidio JF. Emotion malleability beliefs and coping with the college transition. Emotion. 2020; 20(3):452-61.[DOI:10.1037/emo0000559] [PMID]
13.Hong EJ, Kangas M. The relationship between beliefs about emotions and emotion regulation: A systematic review. Behaviour Change. 2022; 39(4):205-34. [DOI:10.1017/bec.2021.23]
14.Becerra R, Naragon-Gainey K, Gross JJ, Ohan J, Preece DA. Beliefs about emotions: Latent structure and links with emotion regulation and psychopathology. Journal of Affective Disorders Reports. 2024; 16:100728. [DOI:10.1016/j.jadr.2024.100728]
15.Somerville MP, MacIntyre H, Harrison A, Mauss IB. Emotion controllability beliefs and young people’s anxiety and depression symptoms: A systematic review. Adolescent Research Review. 2024; 9(1):33-51. [DOI:10.1007/s40894-023-00213-z] [PMID]
16.Kneeland ET, Dovidio JF, Joormann J, Clark MS. Emotion malleability beliefs, emotion regulation, and psychopathology: Integrating affective and clinical science. Clinical Psychology Review. 2016; 45:81-8. [DOI:10.1016/j.cpr.2016.03.008] [PMID]
17.Kimhy D, Vakhrusheva J, Jobson-Ahmed L, Tarrier N, Malaspina D, Gross JJ. Emotion awareness and regulation in individuals with schizophrenia: Implications for social functioning. Psychiatry Research. 2012; 200(2):193-201. [DOI:10.1016/j.psychres.2012.05.029] [PMID]
18.Becerra R, Preece DA, Gross JJ. Assessing beliefs about emotions: Development and validation of the Emotion Beliefs Questionnaire. Plos One. 2020; 15(4):e0231395. [DOI:10.1371/journal.pone.0231395] [PMID]
19.Manser R, Cooper M, Trefusis J. Beliefs about emotions as a metacognitive construct: Initial development of a self-report questionnaire measure and preliminary investigation in relation to emotion regulation. Clinical Psychology & Psychotherapy. 2012; 19(3):235-46. [DOI:10.1002/cpp.745] [PMID]
20.Koç MS, Uzun B. Psychometric properties of the Turkish version of the Beliefs About Emotions Questionnaire (BAEQ) and a preliminary investigation in relation to emotion regulation. Cognition, Brain, Behavior. 2022; 26(1):67-88. [Link]
21.Taheri Mirghaed M, Abolghasem Gorji H, Panahi S. Prevalence of Psychiatric Disorders in Iran: A systematic review and meta-analysis. International Journal of Preventive Medicine. 2020; 11:21. [DOI:10.4103/ijpvm.IJPVM_510_18] [PMID]
22.Prass MA, Bywater AR, Schreier BA. Advice in psychotherapy: Ethical, clinical, and cultural considerations. Professional Psychology: Research and Practice. 2024; 55(6):493–501. [DOI:10.1037/pro0000596]
23.Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000; 25(24):3186-91. [DOI:10.1097/00007632-200012150-00014] [PMID]
24.Bentler PM, Chou CP. Practical issues in structural modeling. Sociological Methods & Research. 1987; 16(1):78-117. [DOI:10.1177/0049124187016001004]
25.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]
26.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]
27.Sharifi HP, Bashardoust S, Emami Pour S. [Psychometric properties of positive and negative affect (Panas) (Persian)]. Journla of Psychological Researches. 2012; 4(13):17-27. [Link]
28.Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment. 1985; 49(1):71-5. [DOI:10.1207/s15327752jpa4901_13] [PMID]
29.Arrindell WA, Checa I, Espejo B, Chen IH, Carrozzino D, Vu-Bich P, et al. Measurement Invariance and Construct Validity of the Satisfaction With Life Scale (SWLS) in community volunteers in Vietnam. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2022; 19(6):3460. [DOI:10.3390/ijerph19063460] [PMID]
30.Fallahi Khesht Masjedi M, Pasandideh MM. [Psychometric properties of satisfaction with life scale in psychiatric patients (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2016; 22(2):147-58. [Link]
31.Zhang X, Wu H. Investigating structural model fit evaluation. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 2024; 31(5):863-81. [DOI:10.1080/10705511.2024.2350023]
32.Schmitt N, Kuljanin G. Measurement invariance: Review of practice and implications. Human Resource Management Review. 2008; 18(4):210-22. [DOI:10.1016/j.hrmr.2008.03.003]
33.Chen FF. Sensitivity of goodness of fit indexes to lack of measurement invariance. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal. 2007; 14(3):464-504. [DOI:10.1080/10705510701301834]
34.Putnick DL, Bornstein MH. Measurement invariance conventions and reporting: The state of the art and future directions for psychological research. Developmental Review. 2016; 41:71-90. [DOI:10.1016/j.dr.2016.06.004] [PMID]
35.Glisenti K, Strodl E, King R. The role of beliefs about emotions in emotion-focused therapy for binge-eating disorder. Journal of Contemporary Psychotherapy. 2023; 53(2):117-24. [DOI:10.1007/s10879-022-09555-6]
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل |
موضوع مقاله:
روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1403/4/30 | پذیرش: 1403/9/7 | انتشار: 1403/5/10
دریافت: 1403/4/30 | پذیرش: 1403/9/7 | انتشار: 1403/5/10
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
تماس با ما
مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران
تهران، دانشگاه علوم پزشکی و خدمات درمانی ایران
تلفن دانشگاه : 02166506899
تلفن ناشر : 02145355000 - 02145355555
وبسایت: http://ijpcp.iums.ac.ir
ایمیل: ijpcp@iums.ac.ir
