دوره 23، شماره 4 - ( مهر و آبان 1399 )                   جلد 23 شماره 4 صفحات 487-472 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Hashemian Moghadam A, Agha Mohammadian Sharbaf H R, AbdeKhodaei M S, Kareshki H. Evaluation of Factor Structure of the Persian Scale of Coping With Carver Shortened Stress. J Arak Uni Med Sci 2020; 23 (4) :472-487
URL: http://jams.arakmu.ac.ir/article-1-6247-fa.html
هاشمیان مقدم اعظم، آقامحمدیان شعرباف حمیدرضا، عبدخدایی محمدسعید، کارشکی حسین. ارزیابی ساختار عاملی مقیاس فارسی مقابله با استرس کوتاه‌شده کارور در دانشجویان دانشگاه بیرجند. مجله دانشگاه علوم پزشكي اراك. 1399; 23 (4) :472-487

URL: http://jams.arakmu.ac.ir/article-1-6247-fa.html


1- گروه روان‌شناسی، دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران.
2- گروه روان‌شناسی، دانشکده علوم تربیتی و روان‌شناسی، دانشگاه فردوسی مشهد، مشهد، ایران. ، aghamohammadian@ferdowsi.um.ac.ir
متن کامل [PDF 5514 kb]   (1304 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (1507 مشاهده)
متن کامل:   (1984 مشاهده)

مقدمه

مقابله مفهومی بسیار گسترده، با پیشینه تاریخی طولانی و پیچیده است [1، 2]. مقابله به عنوان پاسخ سازش‌یافته جسم و روان در مقابل موقعیت‌های استرس‌زا [3]، تلاشی است که فرد برای بازگرداندن تعادل و حذف اغتشاش به کار می‌گیرد که پیامد آن حل مسئله و انطباق با مشکل و یا عدم دست‌یابی به راه حلی مناسب است [4]. پژوهش‌ها به طور مجزا نشان داده‌اند که به‌کارگیری راهبرد‌های مختلف مقابله‌ای هم در مواجهه با فشارهای‌های معمول در زندگی و نیز استرس‌های حاد، با سطوح متفاوت اختلال و سلامت در عملکرد جسمانی و روانی همبسته است [5]. لازاروس و فولکمن گام بسیار مهمی در مفهوم‌سازی مقابله، جست‌وجو وتبیین ساختار مقابله برداشته‌اند و از طرفی دیگر در شکل‌گیری بسیاری از مدل‌های مقابله مهم دیگر از جمله مدل کارور و همکاران، مدل توبین و همکاران و مدل اندلر و پارکر تأثیرگذار بوده‌اند [6]. در این نظریه مقابله به عنوان تلاش‌های شناختی ـ رفتاری خاص در مواجهه با عناصر تنیدگی‌زا در راستای مدیریت نیازها و خواست‌های درونی و انتظارات بیرونی که احتمالاً فراتر از ظرفیت، توان و منابع فرد است و قابلیت‌های او را به چالش می‌کشد تعریف شده است [7]. لازاروس و فولکمن مقابله را به دو طبقه متمرکز بر مسئله و متمرکز بر هیجان تقسیم و بر اساس همین طبقه‌بندی پرسش‌نامه روش‌های مقابله خود را طراحی کردند [8، 9]. اندلر و پارکر، طبقه سومی را تحت عنوان راهبردهای اجتنابی که بر مبنای اجتناب از رویارویی با موقعیت تنیدگی‌زا قرار گرفته، به نظریه آن‌ها اضافه کردند و بر همین اساس مقیاس پرکاربرد خود، یعنی پرسش‌نامه مقابله با استرس در موقعیت‌های تنیدگی‌زا را ارائه دادند. این پرسش‌نامه از ویژگی‌های روان‌سنجی بسیار خوبی برخوردار است و در فرهنگ‌های مختلف مورد استقبال پژوهشگران قرار گرفت [9]، اما ایراد اساسی آن اندازه‌گیری مقابله تنها از طریق سه طبقه روش‌های مقابله است و در توضیح مجموعه نسبتاً کامل پاسخ‌های مقابله‌ای ناتوان است [10]. 

لازاروس بعدها اذعان داشت تمایز بین مقابله متمرکز بر مسئله و هیجان باعث مبالغه در طبقه‌بندی دوبُعدی مقابله شده است [11]. اسکینر و همکاران، اظهار داشتند طبقه‌بندی مهارت‌ها و روش‌های مقابله فقط در دو سبک هیجان‌محوری و مسئله‌محوری نادرست است؛ چراکه بیشتر روش‌های مقابله می‌توانند هر دو عملکرد را داشته باشند؛ به عنوان مثال راهبرد برنامه ریزی نه‌تنها به حل مسئله کمک می‌کند، بلکه به آرام کردن هیجان ناشی از فشار روانی نیز کمک می‌کند [12، 13]. نتایج مطالعات متاآنالیز نشان می‌دهند ابعاد مقابله بسته به نوع استرس و نمونه مورد مطالعه، متفاوت است [14، 15]. به عنوان مثال برخی از پژوهش‌ها یک راهبرد مقابله‌ای مثل قالب‌بندی مجدد مثبت را در طبقه مقابله مسئله‌محور و برخی در طبقه هیجان‌محور و برخی نیز همان راهبرد را اجتنابی می‌دانند [16، 17]. کارور و همکاران فرضیه دو‌طبقه‌ای بودن مقابله را سودمند، اما ناکافی می‌دانستند [6]. از این رو آن‌ها با در نظر داشتن چارچوب کلی نظریه لازاروس و فولکمن در برابر استرس و نیز مدل خودتنظیمی کارور و شی‌یر، به ارائه راهبردهای مقابله بدون اصرارورزی بر تعریف مقابله پرداختند و آن را مقدم‌تر از مفهوم‌سازی مقابله با تکیه بر دو سبک مقابله (مسئله‌محوری و هیجان‌محوری) می‌دانستند [6، 18]. کارور، اسکیر و وینتراب با توجه به تأکیدی که بر تفاوت‌های فردی داشتند، به تمایز طیف وسیع‌تری از راهبردهای مقابله پرداخته و لزوم طراحی ابزاری جامع‌نگر و شفاف که در قالب چارچوب نظری باشد را مطرح کردند [18]. در همین راستا سیزده راهبرد مقابله را شناسایی و متمایز کردند که بعداً دو راهبرد دیگر به آن افزوده شد و به این ترتیب یکی از پرکاربردترین و جامع‌نگر ترین مقیاس‌های مقابله یعنی پرسش‌نامه ترجیح اعمال مقابله‌ای را طراحی کردند [18، 19]. اما ایراد اساسی این پرسش‌نامه و ابزارهای موجود تا آن زمان تعداد بالای سؤالات و طولانی بودن آن برای پاسخ‌دهنده بود، بنابراین کارور فرم کوتاه‌شده این مقیاس را با حفظ چهارده عامل ارائه داد که به رغم کوتاه بودن، اندازه‌گیری جامع و کاملی از همه راهبردهای مقابله‌ای دارد و از پرکاربردترین مقیاس‌های مقابله‌ای در پژوهش‌های حوزه سلامت (به عنوان مثالمطالعات مربوط به رشد پس از سانحه ) است [13، 20]. 

این پرسش‌نامه یکی از سه پرسش‌نامه اصلی اندازه‌گیری مهارت‌های مقابله است که تا سال ۲۰۱۹ در پژوهش‌ها برای سنجش مهارت‌های مقابله از آن استفاده شده است [6]، به طوری‌که از این پرسش‌نامه تا سال 2011 در بیش از 900 مقاله به منظور اندازه‌گیری راهبردهای مقابله‌ای استفاده شده است [21]. این ابزار در بسیاری از کشورهای اروپایی، آمریکای شمالی و جنوبی و آفریقایی و آسیایی بومی‌سازی شده و ویژگی‌های روان‌سنجی آن مورد بررسی قرار گرفته است. با اینکه ساختار چهارده‌عاملی فقط در برخی از پژوهش‌ها تأیید شده (به عنوان مثال: مولر و اشپیتز [22]، مونزانی و همکاران [23]، گارسیا و همکاران [13]، اما این ساختار در تعداد قابل توجهی از پژوهش‌ها و بستر‌های فرهنگی مورد تأیید قرار نگرفته و با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی، مدل‌های دیگری از این ابزار در پیشینه پژوهشی ارائه شده است. در فرهنگ‌های مختلف تاکنون پنج مدل دیگر از این پرسش‌نامه با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی مشخص و ارائه شده است: مدل یازده‌عاملی، نُه‌عاملی، هفت‌عاملی، هشت‌عاملی و چهارعاملی. میازاکی و همکاران، پس از بررسی ساختار عاملی ابزار در 550 دانشجوی بین‌المللی که در دانشگاه‌های آمریکا تحصیل می‌کردند دریافتند که ساختار چهارده‌عاملی در دانشجوهای بین‌الملل با فرهنگ‌های متفاوت که اکثراً آسیایی بودند تأیید نشده و پس از تحلیل عاملی اکتشافی مشخص شد پرسش‌نامه در نمونه مذکور دارای ساختار هفت عاملی است [24]. میازاکی، ساختار متفاوت در روش‌های مقابله در فرهنگ‌های مختلف را دلیل این تفاوت می‌داند [24]. 

ریچ و همکاران که پرسش‌نامه Brief-COPE را برای 203 زن آمریکای جنوبی که با سوانح استرس‌زای متفاوتی مواجه شده بودند، بومی‌سازی کردند به دنبال عدم تأیید ساختار چهارده‌عاملی و پس از انجام تحلیل عاملی اکتشافی دریافتند که ساختار این پرسش‌نامه پس از حذف چهار سؤال دارای چهار عامل است [17]. آلویل و بارازا، پس از اجرای پرسش‌نامه و عدم تأیید ساختار چهارده‌عاملی در یک نمونه 333‌نفری از نمونه مختلط (زن و مرد) اهل شیلی که با حوادث استرس‌زای مختلفی رو‌به‌رو شده بودند و با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی دریافتند که این پرسش‌نامه با حفظ 24 سؤال از یک ساختار هشت‌عاملی برخوردار است [25]. اورلناس و همکاران، با به‌کارگیری تحلیل عاملی اکتشافی در پرسش‌نامه 28‌سؤالی Brief-COPE برای 203 زن برزیلی مبتلا به سرطان سینه ساختار هفت‌عاملی از این پرسش‌نامه را ارائه کردند [26]. 

کنول و همکاران که این پرسش‌نامه را در یک نمونه آلمانی اعتباریابی کردند به دلیل عدم تأیید ساختار چهارده‌عاملی با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی، ساختار یازده‌عاملی از این پرسش‌نامه را ارائه کردند [27]. کنول در همین پژوهش در تحلیل عاملی مرتبه دوم، ساختار چهارعاملی مرتبه بالاتر را نیز ارائه داد [27]. کاروردر پژوهشی درباره دانشجویان آمریکایی با استفاده از تحلیل عاملی اکتشافی، ساختار نُه‌عاملی پرسش‌نامه COPE را ارائه داد [23]. 

پس از بررسی تمامی پایگاه‌های داخلی و خارجی از جمله سیویلیکا، ایران داک، مگاپیپر، ساینس دایرکت، پابمد، مرکز اطلاعات علمی دانشگاهی، الزویر و گوگل در اسفند 1397 مشخص شد این پرسش‌نامه در ایران بومی‌سازی نشده و بر همین اساس هدف از این پژوهش آن است که برای اولین‌بار از طریق بررسی ساختار عاملی و ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه بسیار پرکاربرد کوتاه‌شده ترجیح اعمال مقابله‌ای در یک نمونه نسبتاً بزرگ، نسخه‌ای با ویژگی‌های پرقدرت به لحاظ روان‌سنجی را در جمعیت دانشجویی ایرانی ارائه کند.

مواد و روش‌ها

مطالعه حاضر یک مطالعه روش‌شناختی از نوع آزمون‌سازی بود که با هدف ترجمه و بررسی ساختار عاملی و تعیین ویژگی‌های روان‌سنجی از جمله اعتبار و پایایی یکی از پر‌کاربرد‌ترین ابزار کوتاه‌شده یعنی ترجیح اعمال مقابله‌ای در حوزه سلامت روان‌شناختی و در دانشجویان بیرجندی انجام شد. در این پژوهش، دانشجویان مشغول به تحصیل در دانشگاه بیرجند، جامعه پژوهش را تشکیل می‌دادند. حجم نمونه مطلوب در تحلیل عاملی اکتشافی 5 تا 10 برابر تعداد متغیر‌ها بود، بنابراین تعداد 280 آزمودنی برای این پژوهش کفایت می‌کرد، اما از طرفی برخی پژوهشگران معتقدند در نمونه‌های بزرگ‌تر از پانصد به دلیل کاهش خطای واریانس، عامل‌ها و وزن آن‌ها از اعتبار بیشتری برخوردارند [28، 29]، به دلایل ذکر‌شده 650 دانشجو، پس از تأیید روایی صوری و محتوایی و پس از کسب رضایت آگاهانه، با استفاده از روش نمونه‌گیری دردسترس، پرسش‌نامه را تکمیل کردند. 21 پرسش‌نامه ناقص بود و نهایتاً 629 پرسش‌نامه وارد تحلیل شد. داشتن سن 18 سال و بیشتر، عدم داشتن سابقه اختلالات روان‌پزشکی شدید مانند اسکیزوفرنی و تجربه یک حادثه منجر به آسیب حداقل از شش ماه گذشته، ملاک‌های ورود به پژوهش بودند. فقط به منظور اطمینان از این موضوع که افراد با تجربه حوادث معمولی و روزمره با سطح استرس پایین وارد پژوهش نشوند، میزان استرس ادراک‌شده از این آسیب توسط پژوهشگر، از طریق یک تک سؤال پرسیده می‌شد (تا چه اندازه از تجربه این حادثه آسیب‌زا، برای خود و آینده خود احساس تهدید کردید؟) که در یک طیف چهارگزینه‌ای (اصلاً، کمی، به طور متوسط و زیاد به آن پاسخ داده شد. اگر فرد با گزینه متوسط و زیاد پاسخ می‌داد، پرسش‌نامه را دریافت می‌کرد. این سؤال به عنوان ملاک ورود در برخی از پژوهش‌ها استفاده شده است [6].

به منظور بررسی روایی صوری، نسخه اصلی پرسش‌نامه کوتاه‌شده ترجیح مقابله‌ای کارور [20] انتخاب شد. بر اساس روش وایلد و با رعایت اصول ترجمه ـ ترجمه معکوس، توسط دو متخصص روان‌شناس مسلط به زبان انگلیسی و یک متخصص مسلط پرسش‌نامه از انگلیسی به فارسی و بالعکس ترجمه، مقایسه، اصلاح و نهایی شد [30]. 

روایی محتوایی از طریق محاسبه دو شاخص نسبت روایی محتوا و شاخص روایی محتوای [31] کل ابزار محاسبه شد. تجزیه و تحلیل داده‌ها با استفاده از نسخه 15 نرم‌افزار SPSS و نرم‌افزار لیزرل نسخه 8/8 انجام شد. به منظور بررسی روایی سازه پرسش‌نامه ترجیح راهبردهای مقابله‌ای Brief-COPE از تحلیل عاملی تأییدی و به دلیل اجرا نشدن مدل، داده‌ها مجدداً توسط نسخه 24 نرم‌افزار آموس، مورد بررسی قرار گرفتند. نهایتاً به دلیل عدم اجرا شدن مدل توسط این نرم‌افزار، از تحلیل عاملی اکتشافی جهت تعیین ساختار عاملی این پرسش‌نامه استفاده شد. برای اجرای روش تحلیل مؤلفه‌های اصلی و اثبات این موضوع که ماتریس همبستگی داده‌ها در جامعه صفر نیست آزمون کرویت بارتلت به کار رفت. به منظور تعیین تعداد عامل‌های اشباع‌شده در ابزار مورد پژوهش (مجموعه پرسش‌ها)، سه شاخص عمده بررسی شد: ارزش ویژه، نسبت واریانس تبیین‌شده توسط هر عامل و نمودار چرخش‌یافته ارزش‌های ویژه یا نمودار صخره‌ای. 

پس از تعیین عوامل به منظور تأیید عوامل به‌دست‌آمده از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. شاخص‌های AGFI ،RMSEA ،PNFI ،GFI ،IFI ،CFI بررسی شدند. برای بررسی روایی هم‌گرا ضرایب همبستگی بین شش عامل پرسش‌نامه فرم کوتاه‌شده با عامل یک تا پنج فرم بلند ترجیح اعمال مقابله‌ای (که به ترتیب شناختی ـ گرایشی، رفتاری ـ گرایشی، هیجانی ـ گرایشی، شناختی ـ اجتنابی و رفتاری ـ اجتنابی بودند) توسط 47 دانشجو که هم‌زمان به دو پرسش‌نامه پاسخ داده بودند محاسبه شد. تمامی ضرایب همبستگی ارائه شده است. به منظور مشخص کردن پایایی ثبات آزمون در طول زمان از طریق بازآزمون به فاصله دو هفته، پرسش‌نامه توسط 129 نفر از نمونه‌های اولیه که به تصادف انتخاب شدند مجدداً تکمیل شد. آماره‌های توصیفی اعم از میانگین و انحراف معیار هر عامل و ضریب همبستگی پیرسون بین هر عامل با نمره کل نیز ارائه شده است.

ابزار پژوهش

فرم رضایت آگاهانه و اطلاعات تاریخچه‌ای شامل سن، جنس، سطح تحصیلات و محل سکونت بود. 

پرسش‌نامه شصت‌سؤالی ترجیح اعمال مقابله‌ای: این ابزار شصت‌سؤالی دارای 15 عامل است که هر عامل از طریق چهار سؤال اندازه‌گیری می‌شود. پنج راهبرد به عنوان زیر‌مؤلفه‌های مقابله مسئله‌محور، پنج راهبرد به عنوان زیر‌مؤلفه‌های مقابله هیجان‌محور و سه راهبرد نیز به عنوان راهبردهای کم‌اثر در نظر گرفته شد [18] که بعداً دو بُعد شوخ‌طبعی و سوء‌استفاده از مواد نیز به آن اضافه شد [19]. ضرایب همسانی درونی قابل قبول و از 0/45 تا 0/92 گزارش شده و ضرایب بازآزمایی نیز از 0/46 تا 0/86 گزارش شد [18]. در ایران، ویژگی‌های روان‌سنجی این پرسش‌نامه در 240 دانشجوی اصفهانی بررسی شد و به دنبال تحلیل عاملی اکتشافی به ترتیب پنج عامل به دست آمد. ضرایب آلفا برای خرده‌مقیاس‌ها از 0/88 تا 0/74 گزارش شد و همبستگی هر عامل با نمره کل از 0/77 تا 0/21 مثبت و معنادار بود [31].

فرم کوتاه‌شده پرسش‌نامه ترجیح اعمال مقابله‌ای: کارور این مقیاس را بر اساس فرم بلند آن برای اولین‌بار در 1996 اجرا و ارائه کرد [20]. این پرسش‌نامه 28 سؤال و 14 عامل دارد که هر عامل از طریق دو سؤال اندازه‌گیری می‌شود. در نسخه کوتاه‌شده عامل رشد و تفسیر مجدد ذهنی به قالب‌بندی مجدد مثبت، تغییر یافت. عامل عدم درگیری ذهنی به خود ـ حواسپرتی تغییر نام یافت. یک عامل تحت عنوان خود‌سرزنشگری اضافه شد و برخی عوامل ادغام شدند [20]. پاسخ‌ها از طریق اندازه‌های 4‌درجه‌ای لیکرتی (1. من به‌هیچ‌وجه اینگونه عمل نمی‌کنم 2. من تا حدودی این‌گونه عمل می‌کنم 3. من به طور متوسط این‌گونه عمل می‌کنم 4. من زیاد این‌گونه عمل می‌کنم) به دست می‌آید. ویژگی‌های روان‌سنجی این پرسش‌نامه تا‌کنون در بسیاری از کشورها نظیر برزیل [13]، ایتالیا [23]، فرانسه [22]، آمریکا [24] و غیره مورد بررسی قرار گرفته است.

یافته‌ها

در قسمت آمار توصیفی مربوط به نمونه مورد مطالعه میانگین سن دانشجویان 4/1±22 بود. 9/75 درصد در مقطع کارشناسی، 21 درصد کارشناسی‌ارشد و 3/1 درصد در مقطع دکتری مشغول به تحصیل بودند. 85/6 درصد زن و 14/4 درصد نیز مرد بودند. از این تعداد 18 درصد بومی و 82 درصد غیربومی بودند.

روایی محتوایی: بر اساس مدل لاوشه پنج متخصص روان‌شناس، در مورد ضروری بودن گویه‌ها در یک طیف سه‌تایی لیکرتی(ضروری است، مفید است اما ضروری نیست و ضروری نیست) اظهار نظر کردند. با توجه به تعداد ارزیابان در این پژوهش نسبت بالای 0/99 نشان‌دهنده اعتبار مناسب است. شاخص CVR در نسبت ارزیابانی که گویه را ضروری یا سودمند می‌دانستند به کل ارزیابان در هر 28 گویه، یک به دست آمد. شاخص CVI/Universal S- نیز نسبت ارزیابانی که در هر آیتم به معیار مربوط بودن در یک طیف لیکرتی (غیر مرتبط، تا حدودی مرتبط، ارتباط قابل قبول و کاملاً مرتبط) نمره دادند را به کل ارزیابان ارائه می‌دهد. در این روش درصد گویه‌هایی که کل متخصصان به آن نمره 3 و 4 دادند روایی محتوایی را نشان می‌دهد که 0/8 و بیشتر قابل قبول است [32]. نمره تمام گویه‌ها بیش از 3 بود و عدد 1 برای این شاخص نشان‌دهنده روایی محتوایی مناسب است.

روایی سازه: مقدار شاخص نمونه‌گیری کیسر ـ مایر ـ الکین برابر با 0/745 و آزمون کرویت بارتلت با میزان 3584/130 و درجه آزادی 378 در سطح 0/0001 معنادار بود. بر این اساس می‌توان نتیجه گرفت که اجرای تحلیل عاملی بر اساس ماتریس همبستگی حاصل در نمونه مورد پژوهش توجیه‌پذیر است. نتایج نشان داد ارزش‌های ویژه هشت عامل بزرگ‌تر از 1 بود و 55/139 درصد از واریانس کلی توسط هشت عامل اول تبیین شد (جدول شماره 1). عامل اول با ارزش ویژه 4/26 در حدود 15/22 درصد و عامل هشتم با ارزش ویژه 1/03 در حدود 3/68 از واریانس کل را تبیین می‌کنند (جدول شماره 1). 


 

نمودار صخره‌ای نشان داد سهم عامل اول مهم‌تر و متمایز از سهم بقیه عامل‌هاست و از عامل هشتم به بعد شیب نمودار تقریبا هموار شده است. طبق نتایج تحلیل ساختاری اکتشافی در مطالعه حاضر پس از چرخش واریماکس ماتریس همان‌طور که در جدول شماره 2 مشاهده می‌شود، گویه‌ها از حداقل بار عاملی لازم (0/3) برخوردار بودند [28]. 


 

به ترتیب گویه‌های  12 و 20 ،17 ،7 ،25 ،2 ،14 بیشترین بارهای عاملی را در عامل اول، گویه‌های 15 و  5 ،23 ،10 بیشترین بار عاملی را در عامل دوم، گویه‌های 6 و 9 ،1 ،19 بیشترین بار عاملی را در عامل سوم، گویه‌های 11 و 4 بیشترین بار عاملی را در عامل چهارم، گویه‌های 22 و 27 بیشترین بار عاملی را در عامل پنجم، گویه‌های 3 و 8 بیشترین بار عاملی را در عامل ششم، گویه‌های 18 ،28 ،16 بیشترین بار عاملی را در عامل هفتم و گویه‌های 13 و 24 ،21 ،26 بیشترین بار عاملی را در عامل هشتم دارند (جدول شماره 2). با توجه به اینکه گویه‌های 24و  6 ،9 در عامل‌هایی قرار داشتند که به لحاظ محتوا با آن مطابقت نداشتند، حذف شدند (جدول شماره 2). 

پس از شناسایی ساختار متغیرها، به منظور تأیید و بررسی نیکویی برازش ساختار هشت‌عاملی تعیین‌شده، با استفاده از نرم‌افزار لیزرل نسخه 8/8، تحلیل عاملی تأییدی نیز روی گویه‌های این مقیاس انجام شد که شاخص‌های برازندگی حاصل از آن در جدول شماره 3 ارائه شده است.




از آنجا که با افزایش حجم نمونه و بالا رفتن توان آزمون احتمال رد فرض صفر افزایش می‌یابد، قضاوت بر مبنای شاخص مجذور کای (χ2) و سطح معناداری آن گمراه کننده است [33]، بنابراین در این پژوهش به منظور تصمیم‌گیری در برازش الگو از دیگر شاخص‌ها استفاده شد. با توجه به جدول شماره 3 اندازه شاخص‌های RMSEA ،PNFI و در نظر گرفتن اندازه‌های قابل قبول آن‌ها، پذیرفتنی است، اما شاخص‌های GFI و IFI ،CFI ،AGFI مقادیر کمتر از 0/90 را نشان می‌دهند که نشان‌دهنده عدم مقبولیت شاخص‌ها و بنابراین عدم برازش مدل هشت‌عاملی با داده‌هاست (جدول شماره 3). به منظور اصلاح مدل و بر اساس نمودارهای خروجی نرم‌افزار در ابتدا مقادیر بار عاملی و آماره تی متغیرهای مشاهده‌پذیر (گویه‌ها) با متغیرهای مکنون (عامل‌ها)بررسی شد. بررسی یافته‌های حاصل از اجرای آزمون تی (در سطح معناداری 0/01) در ساختار عاملی مرتبه اول بیانگر آن بود که با توجه به اینکه مقادیر تی در چهار نشانگر مربوط به عامل هفت کمتر از مقدار قابل قبول یعنی 1/96، بودند مشخص شد که نشانگرها از دقت لازم برای اندازه‌گیری این صفت مکنون (عامل هفت) برخوردار نیستند؛ درنتیجه این عامل و نشانگرهای مربوط (گویه‌های 6، 16،18 و 28) به آن حذف شدند. 

از طرفی در بررسی ساختار عاملی مرتبه دوم به دلیل اینکه مقدار آماره تی مربوط به متغیر مکنون چهار با عامل کلی (ترجیح اعمال مقابله‌ای) از مقدار قابل قبول آن در سطح معناداری 0/01 یعنی مقدار 1/96 پایین‌تر بود، این عامل نیز قدرت کافی برای تبیین عامل کلی را نداشت و حذف شد. پس از انجام اصلاحات (حذف عوامل چهار و هفت) مدل شش‌عاملی به دست آمد. تحلیل عاملی تأییدی، مجدداً اجرا شد. همان‌طور که در جدول شماره 3 مشاهده می‌شود، تمامی مقادیر شاخص‌ها به ملاک‌های برازندگی نزدیک و بیانگر کفایت مطلوب و قابل قبول الگوی ساختاری شش‌عاملی این مقیاس بودند (جدول شماره 3). روایی همگرا: تمامی ضرایب همبستگی معنادار بودند. نتایج در جدول شماره 4 ارائه شده است.


 

پایایی مقیاس: میانگین و انحراف معیار (داخل پرانتز) عوامل 6، 5، 3، 21 و 8 به ترتیب 4±‌21/24، 2/75±‌10/95، 1/5± 5/14، 1/74±‌5/47، 1/67±‌4/23 و 2/10±‌10/28 بودند. ضرایب همبستگی عوامل 6 ،5 ،3 ،2 ،1 و 8 با نمره کل به ترتیب 0/69، 0/62، 0/48، 0/46، 0/27 و 0/56 بود که همگی در سطح 0/000 معنادار بودند. ضرایب همبستگی بازآزمایی برای عوامل 6 ،5 ،3 ،2 ،1 و 8 به ترتیب 0/68، 0/60، 0/60، 0/70، 0/60 و 0/56 بود که همگی این ضرایب در سطح 0/000 معنادار بودند که نشان‌دهنده ثبات بسیار خوب این ابزار در طول زمان است. 

ضریب آلفای کرونباخ به منظور تعیین توافق درونی ابزار محاسبه شد. میزان آلفای کرونباخ برای کل ابزار 0/73 بود که مقادیر بالاتر از 0/7 نشان‌دهنده ثبات درونی قابل قبول سؤالات آزمون است. البته ضریب آلفا در عامل‌های 1، 2، 5 و 4 به ترتیب 0/71، 0/73، 0/73 و 0/76 به دست آمد. در عامل 6، مقدار 0/59و در عامل 3، 7 و 8 که به ترتیب از 3، 3 و 2 سؤال تشکیل شده بود، 0/39، 0/34، 0/32 بود. همان‌طور که کارور نیز در مقاله خود به آن اشاره می‌کند، به دلیل پایین بودن تعداد سؤالات در هر عامل، ضرایب آلفای بالای 0/3 را قابل قبول می‌داند؛ هرچند برخی از پژوهشگران در عامل‌هایی که با کمتر از چهار سؤال سنجیده می‌شوند ضریب آلفا را برای تعیین همسانی درونی سؤال‌ها مناسب نمی دانند [20].

بحث 

هدف از انجام این پژوهش، ترجمه و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی و ساختار عاملی فرم 28‌سؤالی کوتاه‌شده پرسش‌نامه ترجیح اعمال مقابله‌ای کاروردر دانشجویان بود. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی انجام‌شده نشان داد در نمونه دانشجویان دانشگاه بیرجند هشت عامل برای ارزیابی و سنجش راهبردهای مقابله در برابر استرس ادراک‌شده مناسب بود. اما پس از انجام تحلیل عاملی تأییدی و مشاهده عدم برازش الگوی هشت‌عاملی بر داده‌ها، با انجام اصلاحات پیشنهادی نرم‌افزار یعنی حذف عامل چهار و هفت و تحلیل مجدد عاملی تأییدی، تمامی شاخص‌های نیکویی برازش، برازندگی مناسب مدل شش‌عاملی با داده‌ها را نشان دادند و این ساختار تأیید شد که در این بخش این شش عامل تبیین شدند.

در پژوهش حاضر گویه‌های مربوط به عامل‌های برنامه‌ریزی، مقابله فعال، قالب‌بندی مجدد مثبت و پذیرش (در فرم اصلی چهارده‌عاملی) روی عامل یک بارگیری شدند. این عامل دقیقاً مطابق با عامل مقابله مثبت در ساختار هفت‌عاملی میزاکی [24] بود و از ترکیب دو عامل مثبت‌گرایی و مقابله فعال در ساختار چهارعاملی کنول و همکاران [27] به دست آمده بود و عامل ششم در ساختار نُه‌عاملی کارور بود که مقابله مثبت مسئله‌محور نام‌گذاری شد. 

همان‌طور که میزاکی [24] نیز در پژوهش خود به آن اشاره کرده است از آنجا که اولین گام در به‌کار‌گیری روش‌های فعال مقابله، پذیرش مشکل و رویارویی فعال و عدم انکار است، بارگیری پذیرش روی این عامل کاملاً توجیه‌پذیر است. قالب‌بندی مجدد برای مثبت دیدن مشکل از جهت دیگر به صورت مثبت‌تر و با برنامه‌ریزی، تلاش برای دست‌یابی به راهبرد‌ها و مقابله فعال، به انجام فعالیت‌های مستقیمی اشاره دارد که نشان‌دهنده افزایش تلاش فرد است که به حل، دور زدن و یا بهبود اثرات عامل استرس‌زا، کمک کند [6]. گویه‌های مربوط به جست‌وجوی حمایت ابزاری (دریافت کمک یا راهنمایی و مشاوره از دیگران برای حل مشکل) و دریافت حمایت هیجانی (دریافت درک و فهم متقابل دیگران راجع به مشکل) روی عامل دو بارگیری شدند. این عامل دقیقاً مطابق با عامل جست‌وجوی حمایت ساختار هفت‌عاملی میزاکی [24]، عامل هفتم ساختار نه‌عاملی کارور [23] و مقابله حمایت‌محور ساختار چهارعاملی کنول [27] بود که مقابله حمایت‌محور نام‌گذاری شد. عامل 3، 5 و 6 که به ترتیب هر دو گویه مربوط به خود‌حواسپرتی(مشغول شدن به فعالیت‌های دیگر مثلاً تماشای فیلم یا مطالعه به منظور فکر نکردن یا کمتر توجه کردن به مشکل)، گرایش به مذهب (دست‌یابی به آرامش از طریق عقاید مذهبی و معنویت در مواجهه با مشکل) و انکار (رد کردن و عدم پذیرش واقعیت وجودی مشکل) بودند، مطابق با فرم اصلی چهارده‌عاملی [20] بارگیری شدند و بنابراین بر اساس همان نام‌ها حفظ شدند. نهایتاً عامل هشت که گویه‌های مربوط به دو عامل تخلیه هیجانی (بیان و ابراز هیجان منفی) و خود‌سرزنشگری(انتقاد و سرزنش خود برای آنچه اتفاق افتاده)، بر آن بارگیری شدند، مطابق با عامل گریز‌محور (تخلیه هیجانی،خود‌سرزنشگری و انکار) در ساختار چهارعاملی کنول [27] بود و مقابله منفی هیجان‌محور نام‌گذاری شد. اساساً مقابله هیجانی از دو طریق مثبت و منفی صورت می‌پذیرد. بیان و ابراز هیجان منفی و سرزنش و انتقاد از خود برای آنچه اتفاق افتاده هر دو مقابله هیجانی، اما به شکل منفی هستند [6]. 

در آخر ضریب آلفای کل نشان‌دهنده همسانی درونی قابل قبول مقیاس بود. بیشترین همسانی درونی به ترتیب مربوط به عامل 1، 2 و 6 بود که البته در عامل 1 و 2 می‌تواند هم نشان‌دهنده همسانی بالای درونی گویه‌ها و هم تحت تأثیر تعدد گویه‌ها باشد. همه عوامل با نمره کل، همبستگی بالای مثبت و معنادار داشتند. مذهب بالاترین همبستگی را با عامل کلی داشت که این در جامعه مذهبی ما شاید نشان‌دهنده بالاترین ترجیح شیوه مقابله در برابر استرسورها در جامعه دانشجویان ایرانی باشد عامل‌های 5، 1، 2 ،3، 6 و 7 به ترتیب بالاترین ضریب همبستگی را با نمره کل داشتند، بنابراین شاید بتوان گفت مهم‌ترین مهارت‌های مقابله‌ای که دانشجویان در مواجهه با استرس ادراک‌شده ترجیح می‌دهند از آن‌ها استفاده کنند به ترتیب گرایش به مذهب، مقابله مسئله‌محور، مقابله حمایت‌محور، حواسپرتی، انکار و مقابله هیجان‌محور بودند.

 نتیجه‌گیری

نتایج این پژوهش روایی و پایایی مطلوب فرم کوتاه‌شده شش‌عاملی ترجیح مهارت‌های مقابله (مقابله مثبت مسئله‌محور، مقابله حمایت‌محور، خود‌حواسپرتی،گرایش به مذهب، انکار و مقابله منفی هیجان‌محور) را در دانشجویان ایرانی تأیید کرد. از آنجا که نمونه‌گیری در خوابگاه دانشگاه که پذیرای دانشجویان از مناطق مختلف کشور و با فرهنگ‌های متفاوت است، انجام شد، این نمونه معرف بوده و قابلیت تعمیم‌پذیری داده‌های خروجی را بالا می‌برد. محدودیت این پژوهش عدم امکان مقایسه در نوع نمونه، نوع آسیب تجربه‌شده و اجرای روایی افتراقی بود. پیشنهاد می‌شود دیگر شاخص‌ها از قبیل روایی افتراقی بین عامل‌های مختلف این پرسش‌نامه و ابزار مرتبط انجام شود و روان‌سنجی این ابزار در نمونه‌های دیگر که یک نوع آسیب (به عنوان مثال سرطان) را تجربه کرده‌اند مورد بررسی و مقایسه قرار گیرند.

ملاحظات اخلاقی

پیروی از اصول اخلاق پژوهش

این مطالعه با کد اخلاق IR.UM.REC. 3/50099 در دانشگاه فردوسی مشهد به ثبت رسیده است. در این پژوهش برای رعایت اصول اخلاقی، ضمن بیان هدف کلی پژوهش، رضایت شرکت‌کنندگان در پژوهش جلب شد و به آن‌ها از لحاظ محرمانه ماندن اطلاعات نیز اطمینان داده شد.

حامی مالی

این پژوهش از رساله دکتری نویسنده اول، در گروه روان‌شناسی دانشکده علوم تربیتی، دانشگاه فردوسی مشهد استخراج شده است.

مشارکت نویسندگان

مفهوم‌سازی: حمیدرضا آقامحمدیان و اعظم هاشمیان مقدم؛ روش پژوهش و نمونه‌گیری: اعظم هاشمیان مقدم؛ تحلیل داده‌ها: حسین کارشکی و اعظم هاشمیان مقدم؛ نگارش پیش‌نویس: اعظم هاشمیان مقدم؛ ویراستاری و نهایی‌سازی: حمیدرضا آقامحمدیان شعرباف، محمد سعید عبد‌خدایی و حسین کارشکی.

تعارض منافع

بنابر اظهار نویسندگان این مقاله هیچ‌گونه تعارض منافعی ندارد.

تشکر و قدردانی

نویسندگان از تمامی پرسنل و بیماران بیمارستان‌های امید و امام رضا (ع) صمیمانه تشکر می‌کنند.

References

1.Smith MM, Sherry SB, Rnic K, Saklofske DH, Enns M, Gralnick T. Are perfectionism dimensions vulnerability factors for depressive symptoms after controlling for neuroticism? A meta-analysis of 10 longitudinal studies. Eur J Pers. 2016; 30(2):201-12. [DOI: 10.1002/per.2053] 

2.Liang SY, Liu HC, Lu YY, Wu SF, Chien CH, Tsay SL. The influence of resilience on the coping strategies in patients with primary brain tumors. Asian Nurs Res. 2020; 14(1):50-5. [DOI: 10.1016/j.anr.2020.01.005] [PMID]

3.Brasileiro SV, Orsini MRCA, Cavalcante JA, Bartholomeu D, Montiel JM, Costa PSS, et al. Controversies regarding the psychometric properties of the brief COPE: The case of the brazilian-portugueseversion “COPE breve”. PloS One. 2016; 11(3):e0152233. [DOI:10.1371/journal.pone.0152233] [PMID] [PMCID]

4.Compas BE, Jaser SS, Bettis AH, Watson KH, Gruhn MA, Dunbar JP, et al. Coping, emotion regulation, and psychopathology in childhood and adolescence: A meta-analysis and narrative review. Psychol Bull Adv. 2017; 143(9):939-91. [DOI:10.1037/bul0000110] [PMID] [PMCID]

5.Meng X, D’Arcy C. Coping strategies and distress reduction in psychological well-being? A structural equation modelling analysis using a national population sample. Epidemiol Psychiatr Sci. 2016; 25(4):370-83.  [DOI:10.1017/S2045796015000505] [PMID] [PMCID]

6.Stanisławski K. The Coping circumplex model: An integrative model of the structure of coping with stress. Front Psychol. 2019; 10:694-716. [DOI:10.3389/fpsyg.2019.00694] [PMID] [PMCID]

7.Folkman S, Lazarus RS, Dunkel-Schetter C, DeLongis A, Gruen RJ. Dynamics of a stressful encounter: Cognitive appraisal, coping, and encounter outcomes. J Pers Soc Psychol. 1986; 50(5):992-1003.  [DOI:10.1037/0022-3514.50.5.992] [PMID]

8.Seiler A, Sood AK, Jenewein J, Fagundes CP. Can stress promote the pathophysiology of brain metastases? A critical review of biobehavioral mechanisms. Brain Behav Immun. 2020; 87:860-80. [DOI:10.1016/j.bbi.2019.12.013] [PMID]

9.Boysan M. Psychometric properties of the turkish version of the coping inventory for stressful situations. Noro Psikiyatr Ars. 2012; 49(3):196-202. [DOI:10.4274/npa.y6192]

10.Schwarzer R, Schwarzer C. A critical survey of coping instruments. In: Zeidner M, Endler NS, editors. Handbook of coping. New York, NY: Wiley; 1996. http://userpage.fu-berlin.de/gesund/publicat/copchap6.htm

11.Lazarus RS. The role of coping in the emotions and how coping changes over the life course. In: Maletesta-Magni C, McFadden SH, editors. handbook of emotion,adult development, and aging. New York, NY: Academic Press; 1996. [DOI:10.1016/B978-012464995-8/50017-0]

12.Skinner EA, Edge K, Altman J, Sherwood H. Searching for the structure of coping: A review and critique of category systems for classifying ways of coping. Psychol Bull. 2003; 129(2):216-69. [DOI:10.1037/0033-2909.129.2.216] [PMID]

13.Garcia ّFE, Barraza-Pena CG, Wlodarczyk A, Alvear-Carrasco M, Reyes-Reyes A. Psychometric properties of the Brief-COPE for the evaluation of coping strategies in the Chilean population. Psicol Reflex Crítica. 2018; 31:22. [DOI:10.1186/s41155-018-0102-3] [PMID] [PMCID]

14.Campos M, Iraurgu J, Paez D, Velasco C. Afrontamiento y regulaciónemocional de hechosestresantes: Un meta-análisis de 13 estudios (coping and emotional regulation of stressful events: A meta-analysis of 13 studies) Bull Psicol. 2004; 82:25-44. https://psycnet.apa.org/record/2005-14074-002

15.García FE, Paez D, Cartes-Rovira G, Zurtia GC, Martel HN, Reyes AR. Religious coping, social support and subjective severity as predictors of posttraumatic growth in people affected by the earthquake in Chile on. Religions. 2014; 5:1132-45. [DOI:10.3390/rel5041132]

16.Schnider KR, Elhai JD, Gray MJ. Coping style use predicts posttraumatic stress and complicated grief symptom severity among college students reporting a traumatic loss. J Counsel Psychol. 2007; 54(3):344-50. [DOI:10.1037/0022-0167.54.3.344]

17.Reich M, Costa-Ball CD, Remor E. Estudio de las propiedadesp sicometricas del brief COPE para una muestra de mujeresuruguayas (Psychometric properties of the brief COPE in a sample of uruguayan women). Avances Psicol Latinoam. 2016; 34(3):615-36. [DOI:10.12804/apl34.3.2016.13]

18.Carver CS, Scheier MF, Weintraub JK. Assessing coping strategies: A theoretically based approach. J Pers Soc Psychol. 1989; 56(2):267-83. [DOI:10.1037/0022-3514.56.2.267] [PMID]

19.Deisinger JA, Cassisi JE, Whitaker SL. Relationships between coping-style and PAI profiles in a community sample. J Clin Psychol. 1996; 52(3):303-10. [DOI:10.1002/(SICI)1097-4679(199605)52:3<303::AID-JCLP7>3.0.CO;2-S]

20.Carver CS. You want to measure coping but your protocol’s too long: Consider the brief. Int J Behav Med. 1997; 4(1):92-100. [DOI:10.1207/s15327558ijbm0401_6] [PMID]

21.Kasi PM, Naqvi HA, Afghan AK, Khawar T, Khan FH, Khan UZ, et al. Coping styles in patients with anxiety and depression. ISRN Psychiatry. 2012; 2012:128672. [DOI:10.5402/2012/128672] [PMID] [PMCID]

22.Doron J, Trouillet R, Gana K, Boiché J, Neveu D, Ninot G. Examination of the hierarchical structure of the brief COPE in a French sample: Empirical and theoretical convergences. J Pers Assess. 2014; 96(5):567-75 [DOI:10.1080/00223891.2014.886255] [PMID]

23.Monzani D, Steca P, Greco A, D'Addario M, Cappelletti E, Pancanil L. The situational version of the brief COPE: Dimensionality and relationships with goal-related variables. Eur J Psychol. 2015; 11(2):295-310.  [DOI:10.5964/ejop.v11i2.935] [PMID]

24.Miyazaki Y, Bodenhorn N, Zalaquett C, Nig K. Factorial structure of brief COPE for international students attending U.S. colleges. Coll Stud J. 2008; 42(3):795-806. https://eric.ed.gov/?id=EJ816993

25.García FE, Barraza-Peña CG, Wlodarczyk A, Alvear-Carrasco M, Reyes-Reyes A. Psychometric properties of the Brief-COPE for the evaluation of coping strategies in the Chilean population. Psicologia: Reflexão e Crítica. 2018; 31(1):22. [DOI:10.1186/s41155-018-0102-3]

26.Ornelas Mejorada RE, Tufiño Tufiño MA, Vite Sierra A, Tena Guerrero O, Riveros Rosas A, Sánchez Sosa JJ. Afrontamiento pacientesen con cancer de mama en radioterapia: Análisis de la Escala COPE breve. [coping in breast cancer patients undergoing radiotheraphy: The brief COPE scale]. Psicologia Y Salud. 2013; 23(1):55-62. https://psycnet.apa.org/record/2013-06377-006

27.Knoll N, Rieckmann N, Schwarzer R. Coping as a mediator between personality and stress outcomes: A longitudinal study with cataract surgery patients. Eur J Personality. 2005; 19(3):229-47. [DOI:10.1002/per.546]

28.Zeynivandnezhad F, Rashed F, Kaooni A. Exploratoryfactor analysis for TPACK among Mathematics Teachers: Why, what and how. Anatol J Educ. 2019; 4(1):59-76. [DOI:10.29333/aje.2019.416a]

29.Comrey AL, Lee HB. A first course in factor analysis. New York: Psychology Press; 2013. [DOI:10.4324/9781315827506]

30.Jalalinejad R, Yazdkhasti F, Abedi A. [Validity, reliability, and factor structure of corver, scheier and weinteraub’s Coping Operations Preference Enquiry (COPE) in university of Isfahan students (Persian)]. Behav Cognit Sci J. 2014; 3(2):41-54. https://cbs.ui.ac.ir/article_17313.html?lang=en

31.Wild D, Grove A, Martin M, Eremenco S, McElroy S, Verjee-Lorenz A, et al. Principles of good practice for the translation and cultural adaptation process for Patient-Reported Outcomes (PRO) measures: Report of the ISPOR task force for translation and cultural adaptation. Value Health. 2005; 8(2):94-104. [DOI:10.1111/j.1524-4733.2005.04054.x] [PMID]

32.Polit DF, Beck CT, Owen SV. Is the CVI an acceptable indicator of contentvalidity? Appraisal and recommendations. Res Nurs Health. 2007; 30(4):459-67. [DOI:10.1002/nur.20199] [PMID]

33.Meyers LS, Gamst G, Guarino AJ. Applied multivarite research: Design and interpretation. California: SAGE; 2006. https://books.google.com/books/about/Applied_Multivariate_Research.html?id=7e4npyN3BasC

نوع مطالعه: پژوهشي اصیل | موضوع مقاله: روانپزشکی
دریافت: 1398/11/27 | پذیرش: 1399/3/28

ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA

ارسال پیام به نویسنده مسئول


بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله دانشگاه علوم پزشکی اراک می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2024 CC BY-NC 4.0 | Journal of Arak University of Medical Sciences

Designed & Developed by : Yektaweb