مقدمه
اختلال سازگاری به‌عنوان یک واکنش هیجانی یا رفتاری نسبت به یک رویداد استرس‌زا یا تغییر در زندگی فرد تعریف می‌شود [1]. این واکنش زمانی که ظرف ۳ ماه از وقوع رویداد یا تغییر رخ دهد و بیش از حد یا ناسالم باشد، به‌عنوان اختلال سازگاری تشخیص داده می‌شود [2].
اختلال سازگاری در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست پنجم [3] همچنین در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها [4]، همراه با اختلال استرس پس از سانحه [5] و اختلال استرس حاد [6]، در دسته اختلالات مرتبط با استرس قرار می‌گیرد. بااین‌حال، اختلال سازگاری در مقایسه با اختلال استرس پس از سانحه و اختلال استرس حاد تفاوت قابل‌توجهی دارد، زیرا معیارهای تشخیصی آن، چه در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست پنجم و چه در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، الزام‌آور به وجود رویداد آسیب‌زای خاصی برای آغاز اختلال نیستند [7]. به‌عبارت‌دیگر، رویدادهای غیرتهدیدکننده که به‌عنوان استرس‌زا تلقی می‌شوند– مانند طلاق، سوگ، از دست دادن شغل، مشکلات خانوادگی و مالی– می‌توانند موجب بروز اختلال سازگاری شوند [4].
در سال‌های اخیر، به‌دلیل قرارگیری اختلال سازگاری در بخش «اختلالات مرتبط با استرس» در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، توجه بیشتری به آن شده است [4، 8، 9]. این اختلال نخستین بار در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست اول با عنوان «اختلال شخصیت موقعیتی گذرا» معرفی شد و در ویراست‌های بعدی راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، با تغییر ملاک‌های تشخیصی، به شش طبقه در راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست پنجم تقسیم گردید، همانند با خلق افسرده، با اضطراب، مختلط افسرده و اضطرابی، با اختلال سلوک، مختلط هیجانی و سلوک نامعین [10، 11].
 طبق تعریف راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویراست پنجم، علائم اختلال باید ظرف ۳ ماه پس از بروز عامل استرس‌زا ظاهر شده و پس از پایان عامل، نباید بیش از ۶ ماه ادامه یابند و موجب اختلال قابل‌توجه در عملکرد اجتماعی، شغلی یا سایر حوزه‌ها شوند [10]. 
در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، اختلال سازگاری با علائمی مانند «مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا» و «ناتوانی در انطباق» مشخص می‌شود. این علائم باید در عرض ۱ ماه پس از بروز عامل استرس‌زا ظاهر شوند و با اختلال قابل‌توجهی در عملکرد همراه باشند. در صورت وجود اختلالات دیگر مانند افسردگی یا سوگ طولانی‌مدت، تشخیص اختلال سازگاری مورد استفاده قرار نمی‌گیرد [12].
چارچوب تشخیصی واضح اختلال سازگاری در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، فرصت‌های جدیدی برای ارزیابی علائم این اختلال با استفاده از ابزارهای روان‌سنجی استاندارد فراهم آورده و باعث آغاز مجموعه‌ای از مطالعات در مورد ماهیت سندرم پاسخ به استرس شده است [9، 12، 13]. تا به امروز، دو پرسش‌نامه برای اندازه‌گیری علائم اختلال سازگاری بر مبنای ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها ایجاد شده است: مقیاس الگوی جدید اختلال سازگاری [14] و پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری [15]. 
الگوی جدید اختلال سازگاری ابتدا ساخته شد و رشد مفهوم اختلال سازگاری در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها را هدایت کرد. ازاین‌رو بسیاری از تحقیقات مرتبط با اختلال سازگاری براساس نسخه‌های مختلف الگوی جدید اختلال سازگاری انجام شده‌اند. متداول‌ترین نسخه پرسش‌نامه الگوی جدید اختلال سازگاری فرم- 20 سؤالی (ADNM-20)، شامل ۲۰ گویه است که مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری همراه با ۱۲ علامت جانبی را ارزیابی می‌کند.علائم جانبی مذکور در نسخه فعلی ICD-11 ذکر نشده‌اند [14، 16]. مطالعاتی که به بررسی روایی همگرا و واگرا، ساختار عاملی و پایایی پرداخته‌اند نشان می‌دهند که ADnM-20 ویژگی‌های روان‌سنجی خوبی دارد [14-18].
نسخه‌های دیگر الگوی جدید اختلال سازگاری شامل یک نسخه کوتاه ۸ گویه‌ایی (که تنها علائم اصلی را دربر می‌گیرد) و یک مقیاس فوق‌العاده مختصر (شامل دو گویه درباره مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و دو گویه درباره ناتوانی در سازگاری) هستند [19، 20]. پرسش‌نامه الگوی جدید اختلال سازگاری به‌عنوان ابزاری کلی برای ارزیابی پاسخ به هر رویداد استرس‌زای زندگی مورد استفاده قرار می‌گیرد. در این ابزار، فرد از میان فهرست ۱۸ رویداد حاد و مزمن زندگی، رویداد موردنظر خود را شناسایی می‌کند [14، 15، 17، 18]. 
ابزار دیگری برای سنجش اختلال سازگاری، مصاحبه تشخیصی اختلال سازگاری است. نویسندگان مصاحبه تشخیصی اختلال سازگاری تنها پایایی «متوسط تا خوب» را گزارش کرده‌اند و هیچ مطالعه دیگری یافته‌های آن‌ها را تکرار نکرده است، بنابراین مشخص نیست مصاحبه تشخیصی اختلال سازگاری تا چه حد ویژگی‌های اختلال سازگاری را در محیط بالینی ثبت می‌کند [2]. به‌طور مشابه، ADNM-20  نیز ممکن است با معیارهای ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها به‌طور کامل مطابقت نداشته باشد، زیرا شامل ۱۲ علامت جانبی است که در تعریف ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها از اختلال سازگاری ذکر نشده‌اند و از یک مورد واحد برای توصیف هم‌زمان اختلال عملکردی و ناتوانی در سازگاری استفاده می‌کند [12].
پس از انتشار ملاک‌های نهایی اختلال سازگاری در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری تهیه گردید [15]. آیتم‌های IADQ به‌طور دقیق‌تری با ملاک‌های اختلال سازگاری در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها همخوانی دارند و شامل علامت جانبی نمی‌شوند؛ همچنین، IADQ  ضعف‌های پرسش‌نامه‌های  ADNM را برطرف می‌کند، به‌طوری که از یک گویه برای ارزیابی شاخص ناتوانی در سازگاری و اختلال در عملکرد استفاده می‌کند [15، 21]. این پرسش‌نامه ابزاری مقرون‌به‌صرفه و مناسب است که شامل یک فهرست ۹ موردی از عوامل استرس‌زا، ۶ گویه برای ارزیابی علائم مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری، یک گویه برای تعیین زمان شروع علائم و ۳ گویه برای ارزیابی اختلال در عملکرد می‌باشد [15، 21].
IADQ الگوریتم تشخیصی ساده و مفیدی را ارائه می‌دهد که با اصول ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها همخوانی دارد و ازنظر بالینی کاربردی و سریع است [22]. در یک نمونه مبتنی بر جمعیت عمومی (n=1020) از بزرگسالان ایرلندی، تحلیل عاملی تأییدی نشان داد ساختار دو عاملی بهترین برازش را داراست. همچنین، مقادیر آلفای کرونباخ برای خرده‌مقیاس‌های مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا (88/0=α)، ناتوانی در سازگاری (92/0=α) و کل مقیاس (94/0=α) بسیار عالی بودند. روایی همگرا با همبستگی قوی با افسردگی (69/0=r)، اضطراب (71/0=r) و علائم استرس پس از سانحه (61/0=r) تأیید شد [15]. بررسی‌های انجام‌شده در کشورهای دیگر نیز به اعتبار IADQ دلالت دارند [5، 7، 23-25]. 
باتوجه‌به این موارد پیش‌گفت، IADQ  تاکنون به‌عنوان ابزاری مناسب جهت ارزیابی اختلال سازگاری بر مبنای معیارهای ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها شناخته شده است؛ علاوه‌براین، سهولت در استفاده و سرعت ارزیابی آن، کاربرد بالینی و تحقیقاتی آن را افزایش داده است.
تفاوت‌های فرهنگی در ابراز علائم روان‌شناختی و پاسخ‌دهی به پرسش‌نامه‌ها نقش مهمی دارند. در بسیاری از فرهنگ‌های غیرغربی، افراد به‌جای بیان مستقیم هیجانات منفی، ناراحتی‌های خود را از طریق علائم جسمانی مانند سردرد یا دردهای شکمی ابراز می‌کنند، پدیده‌ای که به «سوماتیزاسیون» معروف است. این امر می‌تواند به‌دلیل هنجارهای فرهنگی باشد که ابراز مستقیم هیجانات منفی را محدود می‌کنند. علاوه‌براین، افراد در جوامع جمع‌گرا برای حفظ هماهنگی اجتماعی، سؤالات پرسش‌نامه‌ها را به‌گونه‌ای متفاوت تفسیر می‌کنند و پاسخ می‌دهند. در نهایت، باورهای معنوی و مذهبی و انگ اجتماعی منفی نسبت به مشکلات روانی می‌توانند مانعی برای دریافت کمک حرفه‌ای باشند و موجب پنهان‌سازی یا تغییر در نحوه ابراز علائم شوند [26-28].
اختلال سازگاری به‌دلیل همپوشانی علائم با سایر اختلالات مرتبط با استرس مانند افسردگی، اضطراب و سوگ طولانی‌مدت، یکی از چالش‌برانگیزترین اختلالات در تشخیص افتراقی است [10]. این همپوشانی می‌تواند به تشخیص نادرست یا تأخیر در درمان منجر شود؛ برای‌مثال، علائم خلق افسرده در اختلال سازگاری ممکن است شبیه به افسردگی اساسی باشد، اما تفاوت کلیدی آن در ارتباط مستقیم علائم همراه با یک عامل استرس‌زای خاص است. همچنین، علائم اضطرابی در اختلال سازگاری معمولاً موقعیتی هستند و برخلاف اختلال اضطراب فراگیر، مزمن نیستند [3]. این چالش‌ها اهمیت استفاده از ابزارهای روان‌سنجی دقیق مانند IADQ را برجسته می‌کنند.
مطالعات پیشین نشان داده‌اند دانشجویان به‌دلیل مواجهه با عوامل استرس‌زای متعدد مانند فشارهای تحصیلی، مشکلات مالی و چالش‌های اجتماعی، یکی از گروه‌های آسیب‌پذیر از نظر مشکلات روان‌شناختی هستند. در ایران، اگرچه تحقیقات متعددی درباره شیوع اضطراب، افسردگی و استرس در میان دانشجویان انجام شده است [8]، اما اطلاعات محدودی درباره شیوع یا ارزیابی اختلال سازگاری وجود دارد. این کمبود اطلاعات در حالی است که اختلال سازگاری به‌عنوان یک مشکل روان‌شناختی مهم در جمعیت‌های مختلف شناخته شده است و نیاز به ابزارهای معتبر و منطبق با فرهنگ ایرانی برای ارزیابی آن احساس می‌شود [10، 14، 15].
باتوجه‌به تغییرات اخیر در معیارهای تشخیصی اختلال سازگاری در ویراست یازدهم طبقه‌بندی بین‌المللی بیماری‌ها، نیاز به ابزارهای روانسنجی جدید و دقیق برای ارزیابی این اختلال افزایش یافته است. ابزارهای قدیمی ممکن است با معیارهای جدید همخوانی کامل نداشته باشند و نتوانند تمام جنبه‌های اختلال را به‌درستی ارزیابی کنند. ازاین‌رو، توسعه و اعتباریابی ابزارهای جدید مانند IADQ که مطابق با معیارهای به‌روزشده طراحی شده‌اند، اهمیت ویژه‌ای در تشخیص دقیق و مدیریت مؤثر اختلال سازگاری دارد. همچنین هنجاریابی نسخه فارسی IADQ در جامعه دانشجویی ایرانی از چند جنبه ضروری است: اولاً، باتوجه‌به اهمیت روزافزون اختلال سازگاری، استفاده از ابزاری استاندارد و دقیق برای ارزیابی علائم این اختلال در جمعیت‌های مختلف ضروری است. ثانیاً، جامعه دانشجویی به‌دلیل فشارهای روانی و استرس‌های ناشی از تحصیلات و تغییرات زندگی، نیازمند ابزاری معتبر برای تشخیص زودهنگام و ارائه مداخلات مناسب است. علاوه‌براین، تفاوت‌های فرهنگی و اجتماعی میان جوامع مختلف، بررسی و تطبیق ویژگی‌های روان‌سنجی IADQ با شرایط جامعه ایرانی را ضروری می‌سازد. بنابراین، هدف اصلی این مطالعه، ارزیابی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی IADQ در جامعه دانشجویی شهر تهران است تا ابزاری معتبر و قابل‌اعتماد برای تشخیص و ارزیابی اختلال سازگاری در این جمعیت فراهم آورد.
هدف از انجام این مطالعه، ارزیابی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی IADQ در جامعه دانشجویی شهر تهران می‌باشد.

مواد و روش
در این مطالعه روان‌سنجی، جامعه موردمطالعه شامل کلیه دانشجویان دانشگاه‌های وزارت علوم، تحقیقات و فناوری و وزارت بهداشت درمان و آموزش پزشکی شهر تهران بود که دارای جمعیتی ۱,۴۶۴,۷۸۳ نفری بود. برای تعیین حجم نمونه در مطالعات تحلیل عاملی، دیدگاه‌های مختلفی وجود دارد. کامری و لی حجم نمونه ۳۰۰، ۵۰۰ و ۱۰۰۰ نفر را به‌ترتیب خوب، خیلی خوب و عالی در نظر می‌گیرند [29]. تاباچنیک و فیدل پیشنهاد می‌کنند که حداقل حجم نمونه برای انجام تحلیل عاملی باید 300 نفر باشد [30]، درحالی‌که مایرز و همکاران حجم نمونه 200 نفری را برای تحلیل عاملی تأییدی کافی می‌دانند [31]. در مطالعه حاضر، باتوجه‌به این قواعد و امکان دسترسی محققان به جامعه آماری موردنظر، حجم نمونه 500 نفر تعیین شد. بااین‌حال، درنهایت 495 نفر شرایط ورود به مطالعه را داشتند.
روش نمونه‌گیری به شیوه در دسترس بود. فرایند جمع‌آوری داده‌ها به‌صورت مداد-کاغذی صورت گرفت. پژوهشگران برگه‌های سؤالات مربوط به پرسش‌نامه‌ها را به دانشگاه‌های وزارت علوم، تحقیقات و فناوری و وزارت بهداشت درمان و آموزش پزشکی در شهر تهران بردند. در این دانشگاه‌ها، به افراد توضیحات کامل درباره اهداف تحقیق و محرمانه ماندن اطلاعات داده شد. برای تکمیل پرسش‌نامه‌ها، شرکت‌کنندگان ابتدا باید فرم رضایت آگاهانه را که به‌عنوان اولین فرم در اختیارشان قرار داده شده بود، پر می‌کردند. سپس، با پر کردن پرسش‌نامه‌ها، در جمع‌آوری داده‌ها مشارکت می‌کردند. فرآیند جمع‌آوری داده‌ها از تاریخ 20 دی تا 22 اسفند سال 1402 انجام شد.
قبل از ترجمه مقیاس به فارسی، نویسندگان از سازنده مقیاس اجازه ترجمه و بررسی ویژگی‌های روانسنجی آن را به زبان فارسی گرفتند. در ابتدا پرسش‌نامه توسط دو مترجم انگلیسی ترجمه شد. مراحل زیر باتوجه‌به انطباق بین فرهنگی پرسش‌نامه‌های خودگزارشی انجام شد. پس از آن، دو ترجمه یک تیم تشکیل دادند و یک نسخه واحد تنظیم شد و توسط مترجم دیگری به انگلیسی ترجمه شد. سپس پرسش‌نامه توسط کارشناسان (2 دکتری روانشناس بالینی، 2 روانپزشک، 1 تحصیلکرده دکتری مترجمی زبان انگلیسی) بررسی و با متن اصلی پرسش‌نامه مقایسه شد. پس از توافق (به‌راحتی و بدون هیچ مشکلی) بر روی نسخه نهایی انگلیسی و فارسی پرسش‌نامه، نسخه فارسی نهایی پرسش‌نامه تهیه شد. در مرحله بعد، پرسش‌نامه نهایی برای اطمینان از تناسب آن با فرهنگ ایرانی، از طریق مصاحبه بر روی 25 شرکت‌کننده به‌صورت آزمایشی اجرا شد. درنهایت نسخه نهایی برای ارزیابی‌های روان‌سنجی تأیید شد.

تحلیل آماری 
داده‌ها با استفاه از نرم‌افزار SPSS نسخه 26 و نرم‌افزار Mplus نسخه 8.3.2 تحلیل شدند. در ابتدا از فهرست استرسورهای روانی-اجتماعی IADQ برای شناسایی شرکت‌کنندگانی که حداقل یک استرسور زندگی را گزارش کرده بودند استفاده شد. آمار توصیفی و نرخ‌های گزارش‌شده برای هریک از شش شاخص علائم اختلال سازگاری که توسط IADQ  ارزیابی شده بود، در نمونه محاسبه شد. 
ساختار عاملی نمرات علائم با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی بررسی شد. دو مدل مورد آزمون قرار گرفت: یک مدل تک‌عاملی و یک مدل دو‌عاملی. مدل تک‌عاملی همه شش شاخص اختلال سازگاری را به‌عنوان بارگذاری‌شده بر روی یک متغیر نهفته با عنوان «اختلال سازگاری» مشخص کرد. مدل دو‌عاملی یک متغیر نهفته « مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا » را مشخص کرد که بر آن 3 گویه مربوط به پریشانی بارگذاری شده بودند و یک متغیر نهفته «ناتوانی در سازگاری» را مشخص کرد که بر آن 3 گویه مربوط به شکست در سازگاری بارگذاری شده بودند. متغیرهای نهفته همبسته بودند و همه واریانس‌های منحصربه‌فرد (خطاهای اندازه‌گیری) نامرتبط بودند. مدل‌ها با استفاده از داده‌های مقیاس لیکرت 5 درجه‌ای، با در نظر گرفتن شاخص‌ها به‌عنوان پیوسته، و با استفاده از روش برآورد حداکثر درست‌نمایی مقاوم برازش شدند. ازآنجاکه گویه‌ها همچنین برای برآورد اختلال سازگاری محتمل براساس آستانه ≥2 (متوسط) استفاده شدند، دو مدل نیز به متغیرهای دوتایی نشان‌دهنده تأیید علائم برازش شدند و این مدل‌ها با استفاده از برآورد حداقل مربعات وزن‌دار مقاوم براساس ماتریس همبستگی پلی‌کوریک متغیرهای پیوسته نهفته برآورد شدند. استفاده از این دو روش پیشتر برای IADQ در مطالعه اصلی [10] استفاده شده بود. 
برای هر دو روش برآورد، توصیه‌های استاندارد برای ارزیابی برازش مدل دنبال شد [32] نتیجه‌ غیرمعنادار خی‌دو نشان‌دهنده برازش خوب مدل است، مقادیر شاخص برازش تطبیقی و شاخص تکرلویس بالای 0/95 نشان‌دهنده برازش عالی و مقادیر بالای 0/90 نشان‌دهنده برازش قابل‌قبول است؛ مقادیر ریشه میانگین مربعات خطاهای تخمین با فاصله اطمینان 90 درصد و شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد کمتر از 0/06 نشان‌دهنده برازش عالی و مقادیر کمتر از 0/08 بیانگر برازش قابل‌قبول است و مقادیر کمتر یا مساوی 0/10 نشان‌دهنده برازش قابل‌قبول است [33]. برای مدل‌هایی که براساس برآورد MLR بودند، معیار اطلاعات بیزی [34] برای ارزیابی و مقایسه مدل‌ها استفاده شد. با این فرض که کوچک‌ترین مقدار نشان‌دهنده بهترین مدل است. رافرتی [35] پیشنهاد داد اختلاف 2-6 نمره‌ای شواهدی از برتری مدل را نشان می‌دهد، اختلاف 6-10 نمره‌ای نشان‌دهنده شواهد قوی از برتری مدل است و اختلاف 10 نمره‌ای بین دو مقدار BIC شواهد قوی است که مدل با BIC پایین‌تر ازلحاظ آماری برتر است.
مرحله بعد، شامل ارزیابی روایی همگرا و افتراقی با بررسی همبستگی نمرات پرسش‌نامه IADQ با نمرات IAQ،IDQ ، PG-13-R و ITQ محاسبه شد. دستورالعمل‌های کوهن [36] برای تعیین میزان همبستگی دنبال شد، جایی که مقادیر r کمتر از 0/30 نشان‌دهنده همبستگی کوچک، مقادیر r از 0/30 تا 0/50 نشان‌دهنده همبستگی متوسط و مقادیر r بالاتر از 0/50 نشان‌دهنده همبستگی قوی است. برای کنترل خطای نوع اول ناشی از انجام مقایسه‌های متعدد، از روش تصحیح بونفرونی استفاده شد. سطح معناداری تصحیح‌شده برابر با 0/000167  محاسبه گردید. بنابراین، نتایجی با مقدار P کمتر از 0/000167  به‌عنوان معنادار در نظر گرفته شدند.
مرحله بعد، شامل بررسی پایایی پرسش‌نامه IADQ بود. برای ارزیابی همسانی درونی از ضریب اُمگا مک‌دونالد ω، آلفای کرونباخ α و تحلیل قابلیت اطمینان با استفاده از میانگین همبستگی بین آیتم‌ها استفاده شد. پایایی آزمون-بازآزمون با فاصله چهار هفته‌ای ارزیابی شد. مقادیر α و ω بالای 0/80 رضایت‌بخش تلقی شدند [37]. محدوده توصیه شده برای MIIC  بین 0/15 و 0/50 است. ضریب اُمگا مک‌دونالد ω به‌عنوان معیاری مقاوم‌تر از آلفای کرونباخ (α) در ارزیابی همسانی درونی در نظر گرفته می‌شود، زیرا بر مبنای بارهای عاملی است و کمتر تحت تأثیر اندازه نمونه و تعداد آیتم‌ها قرار دارد [38]. برخلاف آلفای کرونباخ،  MIIC اطلاعات بیشتری درباره همسانی درونی ارائه می‌دهد، زیرا تحت تأثیر تعداد آیتم‌ها قرار نمی‌گیرد. پایایی بازآزمون IADQ و زیرمقیاس‌های آن-‌مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری-با استفاده از داده‌های 71 شرکت‌کننده که IADQ را در طی یک فاصله 4 هفته‌ای دوباره تکمیل کردند، بررسی شد. ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای برای اندازه‌گیری این قابلیت اطمینان استفاده شد.
 معیارهای ورودبدین قرار است:
 1-سن بین ۱۸ تا ۵۰،
2-دانشجوی یکی از دانشگاه‌های شهر تهران،
3-تأیید حداقل یکی از عوامل استرس‌زای روانی اجتماعی.
 معیار خروج عبارت‌اند از:
 تکمیل ناقص پرسش‌نامه.

ابزارهای پژوهش

پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری
IADQ از سه بخش اصلی تشکیل شده است. در بخش اول عوامل استرس‌زای روانی اجتماعی با استفاده از قالب باینری (بله= ۱ یا خیر= ۰) است. در بخش دوم، فهرست علائم شامل 3 گویه برای اندازه‌گیری علائم اشتغال ذهنی و 3 گویه برای اندازه‌گیری علائم ناتوانی در سازگاری، با استفاده از یک مقیاس لیکرت ۵ درجه‌ای است که از صفر (اصلاً) تا ۴ (خیلی) است. همچنین از پاسخ دهندگان پرسیده می‌شود «آیا این مشکلات در عرض ۱ ماه از وقوع رویداد استرس‌زا شروع شده است یا خیر» و افراد با استفاده از قالب باینری (بله= ۱ یا خیر= ۰) پاسخ می‌دهند. در بخش سوم، اختلال کارکردی در حوزه‌های اجتماعی، شغلی/آموزشی و سایر حوزه‌های مهم ناشی از این علائم با استفاده از سه گویه ارزیابی می‌شود. الگوریتم مورداستفاده برای شناسایی موارد احتمالی اختلال سازگاری به شرح زیر است: 1. نمره استرس‌زای روانی اجتماعی ≥۱، 2. تأیید حداقل یک علامت اشتغال ذهنی و حداقل یک علامت ناتوانی در سازگاری، 3. شروع علائم اختلال سازگاری در عرض ۱ ماه از وقوع عامل استرس‌زا، 4. تأیید حداقل یک معیار اختلال عملکردی (امتیاز ≥2 در هریک از سه مورد کارکردی) [10].

پرسش‌نامه بین المللی تروما
پرسش‌نامه بین‌المللی تروما معیاری خودگزارشی برای ارزیابی PTSD و CPTSD براساس ICD-11 است که شامل ۱۸ گویه می‌باشد. این مقیاس به شرح زیر است:
 بخش PTSD: شامل سه خوشه علائم (تجربه مجدد تروما، اجتناب از یادآورهای تروما، حس تهدید فعلی) که هر کدام دو مورد دارند.
 بخش مشکلات در خودسازماندهی: شامل سه خوشه علائم (اختلال در تنظیم هیجانی، خودپنداره منفی، اختلال در روابط) که هر کدام دو مورد دارند.
 اختلال عملکردی: سه مورد برای ارزیابی اختلالات اجتماعی، شغلی و سایر زمینه‌های مهم زندگی در هریک از خوشه‌های PTSD و DSO. تمامی آیتم‌ها براساس مقیاس لیکرت 5 ‌درجه‌ای (۰: اصلاً تا ۴: بسیار زیاد) ارزیابی می‌شوند. برای تشخیص PTSD، باید حداقل یک علامت در هر خوشه PTSD و یک شاخص اختلال عملکردی مرتبط با این علائم تأیید شود. برای تشخیص CPTSD، علاوه‌بر تأیید PTSD، باید حداقل یک علامت در هر خوشه DSO و یک شاخص اختلال عملکردی مرتبط با خوشه DSO نیز تأیید شود. نتایج روان‌سنجی نسخه فارسی این مقیاس مطلوب گزارش شده است [39].

مقیاس PG-13-R
مقیاس PG-13-R که در سال ۲۰۲۱ پریگرسون و همکاران توسعه داده‌اند، برای تشخیص اختلال سوگ طولانی‌مدت براساس معیارهای DSM-5-TR طراحی شده است. این مقیاس، شامل ۱۰ سؤال لیکرت و دو سؤال «بله/خیر» و یک سؤال برای مشخص کردن مدت‌زمان از دست دادن فرد مهم است. نمره‌گذاری به‌صورت مقیاس لیکرت ۵ درجه‌ای (هرگز: ۱ تا به‌شدت: ۵) انجام می‌شود و نمره کل می‌تواند از ۱۰ تا ۵۰ متغیر باشد. نمره برش بهینه برای تشخیص اختلال سوگ طولانی‌مدت در این مقیاس ۳۰ است. نتایج روان‌سنجی نشان داد PG-13-R یک ابزار قابل‌اعتماد با ساختار تک‌بعدی و سازگاری درونی بالا (آلفای کرونباخ: 0/83 تا 0/93) است. این مقیاس از اختلالات دیگری مانند اختلال استرس پس از سانحه، اختلال افسردگی اساسی و اختلال اضطراب فراگیر متمایز است و ثبات زمانی خوبی دارد (0/86=r). توافق کاپا بین نمره آستانه ۳۰ و معیار DSM برای اختلال سوگ طولانی‌مدت در دامنه 0/70 تا 0/89 بود. نتایج روان‌سنجی نسخه فارسی نیز مطلوب است [40].

پرسش‌نامه بین‌المللی اضطراب
یک معیار خودگزارشی برای اختلال اضطراب فراگیر (کد تشخیصی 6B00 در ICD-11) است. می‌توان از آن برای ایجاد نمراتی برای شدت و شناسایی مواردی که معیارهای تشخیصی دارند استفاده کرد. روش نمره‌دهی شدت شامل جمع کردن ساده نمرات 8 گویه IAQ است که محدوده احتمالی نمرات را از (0) تا (32) ایجاد می‌کند. هیچ نقطه برشی پیشنهاد نمی‌شود، زیرا «تشخیص» با استفاده از الگوریتم تشخیصی ICD-11 تعریف می‌شود. در مطالعه اصلی نتایج ضریب امگا برابر با 0/96 بود، همچنین نتایج تحلیل عاملی نشان‌دهنده تک‌عاملی بودن مقیاس موردنظر بود [41].

پرسش‌نامه بین‌المللی افسردگی
یک معیار خودگزارشی برای اختلال افسردگی (کد تشخیصی 6A70 در ICD-11) است. می‌توان از آن برای ایجاد نمراتی برای شدت و شناسایی مواردی که معیارهای تشخیصی دارند استفاده کرد. روش نمره‌دهی شدت شامل جمع کردن ساده نمرات 9 گویه IDQ است که محدوده احتمالی نمرات را از (0) تا (32) ایجاد می‌کند. هیچ نقطه برشی پیشنهاد نمی‌شود، زیرا «تشخیص» با استفاده از الگوریتم تشخیصی ICD-11 تعریف می‌شود. در مطالعه اصلی نتایج ضریب امگا برابر با 0/96 بود، همچنین نتایج تحلیل عاملی نشان‌دهنده تک‌عاملی بودن مقیاس موردنظر بود [41].

یافته‌ها
این مطالعه بر روی 495 نفر با میانگین سنی 9/74±23/41 سال انجام شد. از این تعداد، 334 نفر (67/50 درصد) زن 161 نفر (32/50) مرد، 396 نفر مجرد (80) و 89 نفر متأهل (17/9)  و 10 (2/1) نفر هم مطلقه بودند. ازنظر سطح تحصیلات، 263 نفر (53/13 درصد) کاردانی و کارشناسی، 137 نفر (27/67 درصد) کارشناسی ارشد و دکتری تخصصی، 98 نفر (2/19) دکتری عمومی پزشکی داشتند. 
بیشتر شرکت‌کنندگان 1 تا 3 رویداد استرس‌زا را تجربه کرده بودند (80 درصد، 396=n)، درحالی‌که 17/7 درصد (88=n) بین 4 تا 6 رویداد و 2/3 درصد (11=n) بین 7 تا 9 رویداد را تجربه کرده بودند. رایج‌ترین عوامل استرس‌زا شامل مشکلات مالی (40/4 درصد) بود که پس از آن مشکلات روابط (30/2 درصد)، مشکلات تحصیلی (29/4 درصد) و مشکلات کاری/شغلی (28 درصد) قرار داشت. مشکلات سلامتی شخصی (22/1 درصد) و مشکلات مسکن (19/1 درصد) به‌طور مشابه شیوع داشتند.  مشکلات سلامتی عزیزان (17/5 درصد) و مشکلات مراقبت از دیگران  (17/9 درصد) کمترین میزان تجربه‌شده بودند. تعداد کل عوامل استرس‌زا از (0) تا (8) متغیر بود و میانگین 3/43 و انحراف‌معیار 2/67 بود.
میانگین نمرات و نرخ‌های تأیید آیتم‌های IADQ در جدول شماره 1 گزارش شده است. نرخ‌های احتمالی اختلال سازگاری در این مطالعه برابر با 23/43 درصد (116=n) بود. نرخ تأیید برای عامل مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا بین 55/6 تا 61/4 درصد بود، درحالی‌که برای شاخص‌های ناتوانی در سازگاری بین 48/8 تا 51/2 درصد بود.



باتوجه‌به معیارهای ICD-11، اختلال سازگاری زمانی تشخیص داده می‌شود که سایر اختلالات روانی مانند اختلالات افسردگی، اضطرابی، یا اختلال سوگ طولانی وجود نداشته باشند. در این مطالعه، پس از کنترل تشخیصی برای این سه اختلال با استفاده از ابزارهای استاندارد، شیوع احتمالی اختلال سازگاری به‌طور قابل‌توجهی از 43/23 به 9/7 درصد کاهش یافت. این یافته نشان‌دهنده تأثیر بالقوه هم‌پوشانی تشخیصی با این اختلالات بر شیوع اولیه گزارش‌شده و اهمیت افتراق دقیق در تشخیص اختلال سازگاری است.

پایایی
برای ارزیابی پایایی این مقیاس، از شاخص‌های مختلفی شامل میانگین همبستگی بین گویه‌ها، همسانی درونی (آلفای کرونباخ و ضریب امگا) و پایایی آزمون-بازآزمون استفاده شد. میانگین کلی همبستگی بین گویه‌ها برابر با 0/53 بود که نشان‌دهنده پایایی قابل‌قبول است. بیشترین میانگین همبستگی مربوط به گویه‌های ۵ و ۶ با مقدار 0/72 و کمترین آن مربوط به گویه‌های ۶ و ۲ با مقدار 0/44 بود. نتایج نشان داد همسانی درونی به روش آلفای کرنباخ و ضریب امگا برای کل مقیاس برابر با 0/94 است، و برای خرده‌مقیاس‌های مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری به‌ترتیب برابر با 0/89 و 0/92 است. پایایی بازآزمایی به فاصله 4 هفته برای کل مقیاس 0/88 و برای خرده‌مقیاس‌های مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری به‌ترتیب برابر با 0/85 و 0/84 به دست آمد (0/50>P). 

روایی همگرا و افتراقی 
همبستگی بین IADQ با پرسش‌نامه‌های P‏G-13-R و IDQ ،IAQ به‌ترتیب برابر با 0/49، 0/59 و 0/64 و با PTSD و CPTSD به‌ترتیب برابر با 0/14 و 0/09 به دست آمد که نشان‌دهنده روایی همگرا و افتراقی مناسب این مقیاس است، ارتباط بین خرده‌مقیاس‌های IADQ با پرسش‌نامه‌ها در جدول شماره 2 قابل‌مشاهده است.



تحلیل عاملی
آمارهای برازش برای مدل‌های تک‌عاملی و دو‌عاملی در جدول شماره 3 گزارش شده‌اند. هنگام استفاده از داده‌های لیکرت 5 درجه‌ای برای بررسی مدل‌ها با MLR، مدل دو‌عاملی برازش بسیار خوبی داشت، به‌طوری‌که χ² به‌طور معناداری برای مدل دو‌عاملی در مقایسه با مدل تک‌عاملی(43/400، P<0/001 و ΔX²(Δdf=1) ) کمتر بود.



برای مدل دو‌عاملی SRMR و RMSEA به صفر نزدیک‌تر بودند و CFI و TLI به 1 نزدیک‌تر بودند. علاوه‌براین، BIC کمتر بود و با تفاوتی بیش از 10 نمره که نشان می‌دهد این مدل به‌طور آماری برتر از مدل تک‌عاملی بود. AIC و ssBIC نیز در مدل دو‌عاملی کمتر بودند. بارهای عاملی استانداردشده برای موارد مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا (0/83، 0/86، 0/85) و ناتوانی در سازگاری (0/83، 0/92، 0/87) همگی بالا، مثبت و ازنظر آماری معنادار بودند (0/01>P). همبستگی بین دو عامل نیز بالا بود (P<0/001, r=0/86). هنگامی که نمرات سؤال‌ها به‌صورت دوتایی کدگذاری شدند و مدل‌ها با استفاده از WLSMV تخمین زده شدند، مدل دو‌عاملی به‌طور معناداری بهتر ارزیابی شد (105/91، P<0/001 و ΔX²(Δdf=1) ) و با برازش عالی (مقادیر CFI و TLI نزدیک به 1 و RMSEA به‌طور قابل‌توجهی کاهش یافت). بارهای عاملی استانداردشده برای موارد مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا (0/77، 0/83، 0/79) و ناتوانی در سازگاری (0/80، 0/88، 0/83) همگی بالا، مثبت و ازنظر آماری معنادار بودند (0/01>P)، همبستگی (0/92=r) بین عوامل نیز بالا بود (تصویر شماره 1).



بحث 
هدف این مطالعه، بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری در جمعت دانشجویی شهر تهران بود، تا پژوهشگران به مقیاسی مناسب برای سنجش اختلال سازگاری در جمعیت ایرانی دسترسی پیدا کنند. به همین منظور، ساختار عاملی، روایی همگرا، همسانی درونی و پایایی بازآزمون این مقیاس مورد بررسی قرار گرفت. همچنین شیوع اختلال سازگاری در این جمعیت بررسی شد.
منابع تشخیصی مانند DSM-5-TR و ICD-11 عمدتاً براساس داده‌های جمع‌آوری‌شده از جوامع غربی طراحی شده‌اند و ممکن است نتوانند به‌درستی الگوهای فرهنگی دیگر را پوشش دهند. برای‌مثال، معیارهای افسردگی ممکن است علائمی مانند خستگی یا کاهش انرژی را شامل کنند، اما در فرهنگ‌هایی که جسمانی‌سازی رایج است، این علائم ممکن است به اشتباه به مشکلات جسمی نسبت داده شوند. استفاده از ابزارهایی که باتوجه‌به ویژگی‌های فرهنگی خاص هر جامعه تطبیق داده شده‌اند مانند نسخه فارسی IADQ، می‌تواند دقت تشخیص را افزایش دهد.
نتایج مطالعه حاضر نشان می‌دهد که پس از کنترل اختلالات افسردگی، اضطراب و اختلال سوگ طولانی که طبق معیارهای ICD-11 به‌عنوان موانع تشخیص اختلال سازگاری شناخته می‌شوند، شیوع AJD به 7/9 درصد کاهش یافت. این یافته‌ها همسو با مطالعه‌ای در ایتالیا [24] است که کاهش مشابهی در شیوع اختلال سازگاری پس از کنترل این اختلالات مشاهده کردند (8/23) که نشان‌دهنده اهمیت تشخیص افتراقی دقیق و کنترل اختلالات هم‌پوشان است. یکی از دلایل شیوع کمتر در مطالعه حاضر نسبت به مطالعات قبلی می‌تواند این باشد که پژوهش‌های قبلی براساس الگوریتم‌های تشخیصی متفاوت و بدون معیارهای حذف مناسب صورت گرفته است. این امر بر لزوم استفاده از معیارهای تشخیصی به‌روز مانند ICD-11 تأکید می‌کند تا هم‌پوشانی بین اختلالات به‌درستی مدیریت شود و از تشخیص‌های نادرست جلوگیری گردد.
نکته دیگری که ممکن است در تفاوت نتایج میان این مطالعه و مطالعات قبلی نقش داشته باشد، شرایط خاص اجتماعی است که پژوهش در آن انجام شده است. برای‌مثال، مطالعه ایتالیایی [24] که در طول قرنطینه کووید-19 انجام شد، نشان داد شیوع اختلالات روانی مانند افسردگی و اضطراب در آن دوره به‌طور چشمگیری بالا بود و احتمالاً به افزایش شیوع  اختلال سازگاری کمک کرده است. بااین‌حال، در مطالعه حاضر که در شرایط عادی‌تر اجتماعی انجام شده، این عوامل احتمالی نقش کمتری داشته‌اند. باتوجه‌به اینکه مطالعه ما در شرایط پسا-همه‌گیری صورت گرفته است، احتمالاً میزان استرس و پریشانی روانی در زمان گردآوری داده‌ها کمتر بوده و همین موضوع می‌تواند به کاهش نرخ شیوع  اختلال سازگاری منجر شده باشد.
یافته‌ها نشانگر همسانی درونی بالای مقیاس بود، به‌طوری‌که ضریب آلفای کرنباخ و ضریب امگا برای مقیاس 0/94 بود. این یافته همسو با یافته‌های نسخه‌های دیگر است [7، 10، 24]. برای به دست آوردن ثبات نمرات، از روش پایایی بازآزمایی استفاده شد. نتایج نشان داد ضریب همبستگی بین دو اجرا در فاصله زمانی 4 هفته 88/0 است که معنی‌دار بود. درنتیجه، پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری نسخه فارسی از پایایی بازآزمایی مناسبی برخوردار است.
نتایج از روایی سازه نسخه فارسی IADQ حمایت می‌کنند. تحلیل عاملی تأییدی بر روی نسخه فارسی نشان داد این مقیاس مشابه با نسخه اصلی نیز دارای دو عامل است. این یافته‌ها با نتایج مطالعات انجام‌شده در سایر کشورها همخوانی دارد [7، 10، 24]. درواقع، پرسش‌نامه IADQ دو عامل را شناسایی می‌کند: عامل اول به‌عنوان «مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا» و عامل دوم به‌عنوان «ناتوانی در سازگاری» تعریف می‌شود. اگرچه اختلال سازگاری گاهی به‌عنوان یک سازه تک‌بعدی در نظر گرفته می‌شود [5]، اما اهمیت بالایی دارد که هر دو بعد برای اهداف تشخیصی به‌طور جداگانه در نظر گرفته می‌شوند. در این زمینه، مدل دو‌عاملی در مقایسه با مدل تک‌عاملی تناسب آماری بهتری ارائه داده است که با مفهوم ICD-11 و تحقیقات قبلی اعتبارسنجی توسط شولین و همکاران [10] مطابقت دارد.
همبستگی‌های بسیار بالا بین دو عامل، نتایجی مشابه با همبستگی‌های گزارش‌شده در مطالعه شولین و همکاران [10] و همچنین تحقیقات دیگر که اختلال سازگاری را با استفاده از ADnM بررسی کردند [11، 13، 15]، ارائه داد. این یافته‌ها با نتایج تحلیل‌های شبکه‌ای قبلی که نشان داد دو عامل اختلال سازگاری از مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری، علی‌رغم تفاوت‌های ظاهری، به‌شدت با یکدیگر مرتبط هستند [12]، هماهنگ است. این موضوع بیانگر آن است که بسیاری از مطالعات، اختلال سازگاری را می‌توانند به‌عنوان یک ساختار یک‌بعدی نیز در نظر بگیرند، البته باید توجه داشت که اگر سازه به‌عنوان یک ساختار دوعاملی در نظر گرفته شود، نیاز است که در تحقیقات به همبستگی چندگانه بین ابعاد توجه کنند، اگر سازه به‌صورت تک‌بعدی در نظر گرفته شود، این نگرانی کاهش می‌یابد، اما ممکن است جزئیات تشخیصی که در دوعاملی بودن وجود دارد، از دست برود.
برای اهداف تشخیصی، مفهوم‌پردازی ICD-11 از اختلال سازگاری به وضوح بین مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری تمایز قائل می‌شود و این تمایز برای تشخیص صحیح اختلال ضروری است [3]. این تحقیق به‌طور کامل از ترجیح مدل دو‌عاملی، چه در شرایطی که علائم به‌صورت پیوسته و چه به‌صورت مقوله‌ای در نظر گرفته می‌شوند، حمایت می‌کند و تأکید می‌کند که طبق ICD-11، برای تشخیص دقیق، درک و تمایز هر دو عامل مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا و ناتوانی در سازگاری ضروری است.
همبستگی مثبت و معناداری بین پرسش‌نامه بین‌المللی اختلال سازگاری با پرسش‌نامه‌های PG-13-R، IDQ و IAQ به دست آمد که نشان‌دهنده روایی هم‌زمان مناسب این مقیاس است. این نتایج همسو با مطالعات قبلی است [7، 10، 24]. همبستگی معنی‌دار بین IADQ و این معیارها نشان می‌دهد IADQ ساختاری را اندازه‌گیری می‌کند که با افسردگی، اضطراب و سوگ مرتبط، اما متمایز از آن است. این با مفهوم‌سازی اختلال سازگاری به‌عنوان یک مقوله تشخیصی جداگانه که با علائم خاص و یک دوره با زمان محدود مشخص می‌شود، سازگار است. یافته‌های این مطالعه شواهد قوی برای روایی هم‌زمان IADQ ارائه می‌دهد. همبستگی مثبت و معنادار بین نمرات IADQ و نمرات پرسش‌نامه IDQ، IAQ، و PG-13-R نشان می‌دهد که IADQ ساختاری مشابه با معیارهای تثبیت‌شده افسردگی، اضطراب و سوگ طولانی‌مدت دارد.
ارتباط مثبت بین IADQ و IDQ نشان می‌دهد افراد مبتلا به اختلال سازگاری اغلب علائم افسردگی را به‌عنوان واکنشی به رویدادهای استرس‌زا یا مشکلات زندگی تجربه می‌کنند. به‌طور مشابه، همبستگی با IAQ همپوشانی بین اختلال سازگاری و علائم اضطراب فراگیر را برجسته می‌کند که معمولاً در پاسخ به موقعیت‌های استرس‌زا تجربه می‌شوند. رابطه معنی‌دار بین IADQ و PG-13-R نشان می‌دهد که IADQ جنبه‌هایی از واکنش‌های سوگ و داغدیدگی را نشان می‌دهد که می‌توان آن‌ها را اختلالات سازگاری در زمینه‌های خاص در نظر گرفت. 
اینکه نمرات IADQ ارتباط کمتری با نمرات علائم سایر اختلالات مرتبط با استرس در ICD-11، مثل PTSD و CPTSD دارند، به روایی افتراقی این مقیاس کمک می‌کند. قبل از نهایی شدن ICD-11، بحث‌هایی درباره تمایز PTSD و مفهوم جدید اختلال سازگاری وجود داشت که بر شباهت‌های این دو اختلال تأکید می‌کرد [4]. برای‌مثال، مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا ازنظر مفهومی به مزاحمت‌ها شبیه است که این موضوع سؤالاتی درباره تفاوت این دو سندروم مطرح کرده است. پاسخ جزئی به این نگرانی‌ها از طریق یک مطالعه میدانی که برای آماده‌سازی ICD-11 با استفاده از طراحی مورد-کنترل و ویگنت‌های مبتنی بر تعریف پیشنهادی از اختلال سازگاری انجام شد، ارائه شد. نتایج این مطالعات نشان داد روان‌پزشکان قادر به تمایز اختلال سازگاری از PTSD بودند [42]. مطالعه حاضر نیز همسو با مطالعات پیشین [7] از تمایز این سندرم‌های پاسخ به استرس حمایت می‌کند.
این مطالعه دارای نقاط قوت متعددی است که آن را به یک تحقیق ارزشمند تبدیل می‌کند. استفاده از روش‌های پیشرفته تحلیل عاملی تأییدی با شاخص‌های برازش قوی (شاخص تکرلویس، شاخص برازش تطبیقی، شاخص ریشه میانگین مربعات باقیمانده استاندارد و ریشه میانگین مربعات خطای تخمین) نشان‌دهنده دقت در بررسی ساختار عاملی پرسش‌نامه است. همچنین، روایی همگرا و افتراقی ابزار با همبستگی‌های معنادار با مقیاس‌های مرتبط و تمایز آن از اختلالات مشابه مانند PTSD و CPTSD تأیید شده است. تطبیق فرهنگی دقیق پرسش‌نامه برای جمعیت ایرانی، همراه با فرایند استاندارد ترجمه و بازترجمه، اعتبار ابزار را برای استفاده در این زمینه فرهنگی افزایش داده است. حجم نمونه بزرگ (495 نفر) و تنوع جمعیت نمونه ازنظر سن، جنسیت و سطح تحصیلات نیز به تعمیم‌پذیری نتایج کمک کرده است. 

نتیجه‌گیری
این مطالعه به بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی IADQ در جمعیت دانشجویی تهران پرداخته است و نتایج نشان می‌دهد مقیاس IADQ ازنظر ساختار عاملی، روایی همگرا و افتراقی، و پایایی بازآزمایی ویژگی‌های مطلوبی دارد. نتایج این مطالعه به‌ویژه از روایی افتراقی IADQ و تمایز آن از اختلالات مرتبط با استرس مانند PTSD و سوگ حمایت می‌کنند. همچنین، تأیید مدل دو‌عاملی IADQ و اهمیت تمایز بین «مشغولیت ذهنی با عامل استرس‌زا» و «ناتوانی در سازگاری» در تشخیص اختلال سازگاری، مطابق با مفهوم‌پردازی ICD-11، دقت تشخیصی را افزایش می‌دهد. بااین‌حال، محدودیت‌هایی همچون استفاده از نمونه‌گیری در دسترس و پرسش‌نامه‌های خودگزارشی ممکن است بر تعمیم‌پذیری نتایج تأثیر بگذارد. برای بهبود دقت و تعمیم‌پذیری، پیشنهاد می‌شود ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی IADQ در جمعیت‌های مختلف بررسی شود و از روش‌های ارزیابی چندگانه استفاده گردد. همچنین، تحقیقات آینده باید این ابزار را در نمونه‌های بالینی و مقایسه آن با سایر ابزارهای ارزیابی اختلال سازگاری ادامه دهند. درنهایت، این مطالعه از قابلیت‌های IADQ به‌عنوان ابزاری معتبر و پایا برای سنجش اختلال سازگاری در جمعیت ایرانی حمایت می‌کند و نتایج آن می‌تواند به بهبود تشخیص و ارزیابی دقیق‌تر اختلال سازگاری کمک کند.
همانند سایر مطالعات، این پژوهش نیز از برخی محدودیت‌ها برخوردار است. در این مطالعه از روش نمونه‌گیری در دسترس استفاده شد که با وجود سهولت و کاهش هزینه‌ها، ممکن است به سوگیری در انتخاب منجر شود. نمونه شامل دانشجویان داوطلب شهر تهران بود که این امر می‌تواند تعمیم‌پذیری نتایج را به جمعیت‌های بالینی، افراد با مشکلات شدیدتر، یا سایر گروه‌های اجتماعی محدود کند. همچنین، تفاوت‌های جمعیت‌شناختی مانند وضعیت اقتصادی-اجتماعی و تجربیات فرهنگی ممکن است بر نتایج تأثیر بگذارد. برای کاهش این محدودیت‌ها، مطالعات آینده می‌توانند از روش‌های نمونه‌گیری تصادفی یا طبقه‌بندی‌شده استفاده کنند و پژوهش‌هایی در جمعیت‌های متنوع انجام دهند. 
محدودیت دوم در مطالعه حاضر استفاده از پرسش‌نامه‌های خودگزارشی بود. این روش می‌تواند باعث سوگیری پاسخ‌دهندگان شده باشد، چراکه افراد ممکن است در پاسخ‌های خود به‌طور دقیق و کامل واقعیت را بیان نکنند.
 محدودیت سوم در این مطالعه استفاده از مقیاس‌های خودگزارشی برای سنجش روایی همگرا بود. این موضوع می‌تواند نتایج را تحت تأثیر اثر روش قرار دهد. 
توصیه می‌شود برای افزایش تعمیم‌پذیری نتایج، ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی پرسش‌نامه IADQ در جمعیت‌های مختلف بررسی و تأیید شود. همچنین، استفاده از روش‌های ارزیابی چندگانه به‌منظور کاهش سوگیری‌های ناشی از پرسش‌نامه‌های خودگزارشی و بررسی پایایی طولانی‌مدت مقیاس توصیه می‌شود. علاوه‌براین، انجام تحقیقات با نمونه‌های بالینی، تعیین نقطه برش دقیق جهت تشخیص اختلال سازگاری و مقایسه IADQ با سایر ابزارهای ارزیابی اختلال سازگاری، مانند ADNM-20 و DIAD می‌تواند به بهبود کاربرد و اعتبار این مقیاس کمک کند. همچنین، پیشنهاد می‌شود مطالعات طولی جهت بررسی پایداری نتایج در طول زمان و ارزیابی حساسیت ابزار نسبت به مداخلات درمانی یا شرایط استرس‌زا به‌عنوان گام‌های بعدی در پژوهش‌های آتی در نظر گرفته شود.
مطالعه حاضر کاربردهای متعددی دارد که می‌تواند در زمینه‌های مختلف علمی و عملی استفاده شود. اولاً، این پژوهش ابزاری معتبر و قابل‌اطمینان برای ارزیابی اختلال سازگاری در جمعیت ایرانی، به‌ویژه دانشجویان، فراهم کرده است. این ابزار می‌تواند به شناسایی زودهنگام اختلال سازگاری در میان دانشجویان کمک کند و از این طریق، مداخلات پیشگیرانه و درمانی مؤثری را تسهیل کند. ثانیاً، با تطبیق پرسش‌نامه با معیارهای ICD-11، امکان تمایز دقیق اختلال سازگاری از سایر اختلالات روان‌شناختی مانند افسردگی، اضطراب و PTSD فراهم شده است که می‌تواند به کاهش تشخیص‌های اشتباه کمک کند. همچنین، نتایج این مطالعه می‌تواند به‌عنوان پایه‌ای برای پژوهش‌های آینده در زمینه اختلال سازگاری در جمعیت‌های مختلف و شرایط فرهنگی متفاوت مورد استفاده قرار گیرد. علاوه‌براین، ابزار ارائه‌شده می‌تواند در محیط‌های آموزشی و بالینی برای ارزیابی سریع و دقیق مشکلات روان‌شناختی مرتبط با استرس در دانشجویان به کار گرفته شود.

ملاحظات اخلاقی
این پژوهش ازنظر اخلاقی در کمیته اخلاق در پژوهش دانشگاه علوم‌ پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی ایران با کداخلاق (IR.IUMS.REC.1402.875) تأیید شده است. همه اصول اخلاقی در این پژوهش رعایت شده است؛ رضایت آگاهانه از شرکت‌کنندگان دریافت شد و اجازه داشتند هر زمان که مایل بودند از پژوهش خارج شوند، همچنین همه شرکت‌کنندگان در جریان روند پژوهش بودند و اطلاعات آن‌ها محرمانه نگه داشته شد.

حامی مالی
مطالعه حاضر با حمایت مالی کمیته تحقیقات دانشجویی دانشگاه علوم‌ پزشکی و خدمات بهداشتی درمانی ایران انجام شده است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: همه نویسندگان؛ روش‌شناسی: احمد عاشوری و شهاب یوسفی؛ جمع‌آوری داده‌ها: ابراهیم نصری؛ تحلیل داده‌ها و نگارش پیش‌نویس: همه نویسندگان؛ ویراستاری و نهایی‌سازی: ابراهیم نصری؛ مدیریت پروژه: احمد عاشوری.

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان این مقاله تعارض منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
از تمامی شرکت‌کنندگانی که در انجام این پژوهش کمک کردند، صمیمانه تشکر و قدردانی می‌شود.