اعتباریابی و بررسی وضعیت ویژگی‌های روانسنجی مقیاس دیسفوریای نپین در دانشجویان ایرانی

الموضوعات : Clinical

سهیلا معبود ¹ , محمد شادبافی ² , تورج هاشمی ³

1 - کارشناس ارشد روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
2 - دانشجوی دکتری روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
3 - استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران

تاريخ الإرسال : 13 الثلاثاء , صفر, 1445 تاريخ التأكيد : 22 السبت , ربيع الأول, 1445 تاريخ الإصدار : 26 الخميس , ربيع الأول, 1447

الکلمات المفتاحية: پایایی, دیسفوریا, روایی, ویژگی¬های روان¬سنجی,

ملخص المقالة :

دیسفوریا یک اصطلاح روان‌پزشکی است که طیف گسترده‌ای از اختلالات روانی را دربر می‌گیرد. هدف این پژوهش تعیین اعتبار و بررسی وضعیت ویژگی­های روان­سنجی مقیاس دیسفوریای نپین بود. در این مطالعه توصیفی همبستگی، تعداد 507 نفر (268 زن و 239 مرد) از دانشجویان دانشگاه تبریز به روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب و به مقیاس دیسفوریای نپین (Berle & Starcevic, 2012)، سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (Watson et al, 2007) و مقیاس خودگزارشی مانیا (Altman et al, 1997) پاسخ دادند. جهت تحلیل داده‌ها از روش تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی ساختار چهار عاملی تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی را شناسایی نمود. تحلیل عاملی تأییدی نیز برازش ساختار چهار عاملی را با داده­ها تأیید و ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ) برای عوامل چهارگانه به ترتیب 93/0، 91/0، 93/0 و 83/0 بدست آمد. روایی ملاکی مقیاس از طریق همبسته‌کردن آن با سیاهه علائم افسردگی و اضطراب و مقیاس مانیا مطلوب ارزیابی گردید و روایی سازه نیز با استفاده از روایی همگرا و واگرا مورد تأیید قرار گرفت. در مجموع یافته‌ها نشان داد مقیاس دیسفوریای نپین، از روایی (محتوایی، سازه و ملاکی) مطلوب و پایایی کافی در دانشجویان ایرانی برخوردار است و می­توان از آن برای اهداف پژوهشی و درمانی استفاده کرد.

المصادر:

Altman, E. G., Hedeker, D., Peterson, J. L., & Davis, J. M. (1997). The Altman self-rating mania scale. Biological Psychiatry, 42(10), 948-955. M.
American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th edition). Washington, DC: American Psychiatric Publishing
American Psychiatric Association. (2022). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (Text Fifth Edition Revision; DSM-5-TR). Washington, DC: American Psychiatric Publishing
Awad, A. G., & Voruganti, L. N. P. (2005). Neuroleptic dysphoria: revisiting the concept 50 years later. Acta Psychiatrica Scandinavica, 111, 6-13.
Berle, D., & Starcevic, V. (2012). Preliminary validation of the Nepean dysphoria scale. Australasian Psychiatry, 20(4), 322-326.
Bertschy, G., Gervasoni, N., Favre, S., Liberek, C., Ragama‐Pardos, E., Aubry, J. M., ... &
Black, D. W., & Andreasen, N. C. (2011). Introductory textbook of psychiatry. American Psychiatric Pub.
Cassidy, F., Ahearn, E., Murry, E., Forest, K., & Carroll, B. J. (2000). Diagnostic depressive symptoms of the mixed bipolar episode. Psychological Medicine, 30(2), 403-411.
De Millas, W., Lambert, M., & Naber, D. (2022). The impact of subjective well-being under neuroleptic treatment on compliance and remission. Dialogues in Clinical Neuroscience. 8(1), 131-136
Elhai, J. D., Biehn, T. L., Armour, C., Klopper, J. J., Frueh, B. C., & Palmieri, P. A. (2011). Evidence for a unique PTSD construct represented by PTSD's D1–D3 symptoms. Journal of Anxiety Disorders, 25(3), 340-345.
Gjersing, L., Caplehorn, J. R., & Clausen, T. (2010). Cross-cultural adaptation of research instruments: language, setting, time and statistical considerations. BMC medical research methodology, 10, 1-10.
Grenzi, P., Menculini, G., Bachetti, M. C., Lanza, L., Balducci, P. M., & Moretti, P. (2022). Dysphoria spectrum in the evaluation of suicide risk: an overview and exploratory study. Psychiatria Danubina, 34(Suppl 8), 112-117.
Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2019). Multivariate data analysis (8. Baskı). Eight Edition, Cengage: Learning EMEA.
Joorbonyan, A., (2015). An interactive model of perfectionism and Repetitive negative thinking in prediction of emotional disorder symptoms, Faculty of education and psychology, Azarbaijan Shahid Madani Universit.
Krejcie, R. V., & Morgan, D. W. (1970). Determining sample size for research activities. Educational and psychological measurement, 30(3), 607-610.
Li, K., Richards, E., & Goes, F. S. (2023). Racial Differences in the Major Clinical Symptom Domains of Bipolar Disorder.
Moretti, P., Bachetti, M. C., Sciarma, T., & Tortorella, A. (2018). Dysphoria as a psychiatric syndrome: a preliminary study for a new transnosographic dimensional approach. Psychiatria Danubina, 30(7), 582-587.
Mott, S. L., Schiller, C. E., Richards, J. G., O’Hara, M. W., & Stuart, S. (2011). Depression and anxiety among postpartum and adoptive mothers. Archives of Women's Mental Health, 14(4), 335.
Oyebode, F. (2022). Sim’s Symptoms in the Mind: Textbook of Descriptive Psychopathology, 7th ed. Saunders Elsevier, 201.
Pazzagli, A., & Monti, M. R. (2000). Dysphoria and aloneness in borderline personality disorder. Psychopathology, 33(4), 220-226.
Rucci, P., Calugi, S., Miniati, M., & Fagiolini, A. (2013). A review of self-report and interview-based instruments to assess mania and hypomania symptoms. Journal of Psychopathology, 19, 143-159
Sadock, B. J. (2015). Kaplan & Sadock's synopsis of psychiatry: behavioral sciences/clinical psychiatry (Vol. 2015, pp. 648-655). Philadelphia, PA: Wolters Kluwer.
Savic, I. (2023). The neurobiology of gender identity and gender dysphoria. In Principles of Gender-Specific Medicine (pp. 431-439). Academic Press.
Schanda, H. (2000). Paranoia and dysphoria: historical developments, current concepts. Psychopathology, 33(4), 204-208.‏
Sharma, V., Mazmanian, D., & Eccles, H. (2022). Relationship of premenstrual dysphoric disorder with bipolar disorder: a systematic review. The Journal of Clinical Psychiatry, 83(6), 43549.
Sims ACP (2003). Symptoms in the mind: An introduction to descriptive psychopathology. 3rd ed. London/ Philadelphia, Saunders.
Starcevic, V. (2007). Dysphoric about dysphoria: towards a greater conceptual clarity of the term. Australasian Psychiatry, 15(1), 9-13.‏
Starcevic, V., Monti, M. R., D'Agostino, A., & Berle, D. (2013). Will DSM-5 make us feel dysphoric? Conceptualisation (s) of dysphoria in the most recent classification of mental disorders. The Australian and New Zealand journal of psychiatry, 47(10), 954-955.
Watson D, O’Hara MW, Simms LJ, Kotov R, Chmielewski M, McDade-Montez EA, et al. (2007). Development and validation of the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS). Psychol Assess.; 19:253–268.
Zoellner, L. A., Pruitt, L. D., Farach, F. J., & Jun, J. J. (2014). Understanding heterogeneity in PTSD: fear, dysphoria, and distress. Depression and anxiety, 31(2), 97-106.

نص كامل:



Knowledge & Research in Applied Psychology

ISSN (Online): 2676-5128

Summer 2025, Vol 26, No. 2(Continuous No. 100), PP: 182-199

Research Article        https://doi.org/10.71629/JSRP.2025.895928

 

Validation and investigation psychometric properties of the Nepean Dysphoria Scale among Iranian students

 

Soheila Maboud1¹, Mohammad Shadbafi2, Touraj Hashemi3

 

1. M.A in Clinical Psychology, Faculty of Education and Psychology, University of Tabriz, Tabriz, Iran

2. Ph. D Student, Department of Psychology, Faculty of Education and Psychology, University of Tabriz, Tabriz, Iran

3. Professor, Department of Psychology, Faculty of Education and Psychology, University of Tabriz, Tabriz, Iran

 

Received: 29 Aug 2023                                Accepted: 7 Oct 2023

 

Abstract

Dysphoria is a psychiatric concept that includes a wide range of mental disorders. The purpose of this study was to determine the psychometric properties of the Nepean Dysphoria Scale (NDS). In this correlational descriptive study, 507 students (268 females and 239 males) of Tabriz University were selected by random sampling method and completed The Nepean Dysphoria Scale (Berle & Starcevic, 2012), Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (Watson et al, 2007) and the Self-Report Mania Scale (Altman et al, 1997). Data was analyzed through exploratory and confirmatory factor analysis and Cronbach's alpha coefficient. Results of exploratory factor analysis identified the four-factor structure of irritability, discontent, surrender and interpersonal resentment. Also, confirmatory factor analysis confirmed the fit of the four-factor structure with the data, and the internal consistency coefficient (Cronbach's alpha) of the four-factors were 0.93, 0.91, 0.93 and 0.83, respectively. Criterion validity of the scale was evaluated favorably by correlating it with the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS) and the Self-Report Mania Scale, and the construct's validity was confirmed by using convergent and divergent validity. In summary, the findings showed that the Nepean Dysphoria Scale has good validity (content, construct, and criterion) and sufficient reliability in Iranian students and can be used for research and treatment purposes.

Keywords: Reliability, Dysphoria, Validity, Psychometric Properties

 

 

Extended Abstract

Introduction

Dysphoria is a complex emotional state that primarily consists of discontent, unhappiness, and irritability, along with a tendency to blame others and experience and express negative feelings in an interpersonal domain. This concept is partly derived from clinical observations and experiences, as well as various views and ideas, most of which have linked dysphoria to depression and personality disorders. In clinical settings, it has been difficult to adequately assess complex emotional states such as dysphoria because symptom-based measures have typically been disorder-specific, and There are no scales specifically designed to measuring dysphoria. To understand the latent structure of dysphoria and provide an instrument for quantifying dysphoric states, Berle & Starcevic developed the Nepean Dysphoria Scale (NDS). The scale uses 24 items and four subscales (irritability, dissatisfaction, surrender, and interpersonal dissatisfaction) to evaluate the emotions experienced over the past week.

The Nepean Dysphoria Scale (NDS) can be considered the only suitable tool for measuring dysphoria. However, in some research, the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS) is used to measure dysphoria; however, due to its inability to adequately represent the multidimensional nature of dysphoria_especially those aspects that cannot be explained by anxiety, depression, or specific symptoms of the disorder_the development of a valid tool is necessary. Therefore, the purpose of this study was to determine the psychometric properties of the Nepean Dysphoria Scale (NDS).

 

Methodology

The present study has a descriptive_correlational design. The statistical population included students from the University of Tabriz during the academic year 2020-2021. A total of 507 students (268 females and 239 males) were selected from the statistical population using random sampling. To collect data, the Nepean Dysphoria Scale (Berle & Starcevic, 2012), the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (Watson et al., 2007), and the Self-Rating Mania Scale (Altman et al., 1997) were administered individually and virtually.

1. Nepean Dysphoria Scale: Designed by Berle et al. (2012), the NDS requires respondents to rate the frequency with which they have experienced 24 dysphoria-relevant symptoms on a scale from 0 (“not at all”) to 4 (“always [every day, most of the time]”) over the week preceding administration. Total scores and scores on each of the four putative factors (Discontent, Surrender, Irritability, and Interpersonal Resentment) are calculated as the means of the corresponding items.

2. The Inventory of Depression and Anxiety Symptoms: The Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS) was developed by Watson et al. (2007). This inventory contains ten specific symptom scales: Suicidality, Lassitude, Insomnia, Appetite Loss, Appetite Gain, Ill Temper, Well-Being, Panic, Social Anxiety, and Traumatic Intrusions. It also includes two broader scales: General Depression (which contains items overlapping with several other IDAS scales) and Dysphoria (which does not). The scales (a) are internally consistent, (b) capture the target dimensions well, and (c) define a single underlying factor. They show strong short-term stability and exhibit excellent convergent validity and good discriminant validity with other self-report and interview-based measures of depression and anxiety. Items are scored on a five-point Likert scale from 1 to 5, with higher scores indicating more severe distress or depression.

3. Altman Self-Rating Mania Scale (ASRM): Designed by Altman et al. (1997), the Self-Rating Mania Scale is a 5-item self-rating tool intended to assess the presence and/or severity of manic symptoms. Items are scored on a five-point Likert scale from 0 to 4, with total scores ranging from 0 to 20; higher scores indicate greater severity of manic symptoms.

It should be noted that the validated version of these tests in Iran has been used to conduct this research. Finally, data analysis was performed by SPSS-24 and Amos-24 software using exploratory and confirmatory factor analysis, calculating Cronbach's alpha coefficient, and Pearson's correlation coefficient, and investigating the construct and criterion validity of the scale. 

 

 

Result and Discussion

Based on the findings, a four-factor structure was identified through exploratory factor analysis. The four identified factors were labeled as irritability, discontent, surrender, and interpersonal resentment. Confirmatory factor analysis further validated the fit of this four-factor structure with the data. The internal consistency coefficients (Cronbach's alpha) for the four factors were 0.93, 0.91, 0.93, and 0.83, respectively. Additionally, the criterion validity of the scale was favorably evaluated by correlating it with the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS) and the Altman Self-Rating Mania Scale. Its construct validity was confirmed through assessments of convergent and divergent validity.

The composite reliability (CR) calculated for all exploratory factors exceeds 0.70, demonstrating appropriate reliability of the constructs. Furthermore, since the average variance extracted (AVE) for the latent constructs is greater than 0.5 and also smaller than the composite reliability index (CR), the obtained constructs exhibit acceptable convergent validity. Additionally, the values of AVE are greater than both the maximum shared squared variance (MSV) and the average shared squared variance (ASV), confirming the discriminant validity of the aforementioned constructs (Hair et al., 2018).

 

Conclusion

The term dysphoria has been used to describe a wide range of psychopathologies and mental disorders. The inconsistent understanding of the structure and breadth of dysphoria symptoms necessitates a systematic approach to delineate the scope and dimensions of this construct among individuals with mental disorders. To enhance definitional and measurement clarity in the study of dysphoria, we assessed the psychometric properties of the Nepean Dysphoria Scale (NDS) in Iranian students. The validation process identified a four-factor structure encompassing irritability, discontent, surrender, and interpersonal resentment. These results align with those of Berle et al. (2012). Moreover, the fact that the factor loadings of all items exceeded 0.30 indicates that all items from the original version of the scale have been retained in the Persian version, demonstrating its utility in practical applications and research studies related to dysphoria. In summary, our findings indicate that the Nepean Dysphoria Scale possesses strong validity (content, construct, and criterion) and sufficient reliability among Iranian students, making it suitable for both research and treatment purposes.

 

Author Contributions

In this research, writing the initial version of the article, collecting data, content editing, submission and correction were the responsibility of the Soheila Maboud; performing statistical analysis, Methodology and review of research tools was carried out by the Mohammad Shadbafi; managing the research and final review were the responsibility of the Touraj Hashemi.

 

Conflict of Interest

The authors declare no conflicts of interest regarding this article.

 

Ethical considerations

Ethical considerations like gaining the informed consent of the participants and the confidentiality of responses were considered in this research.

 

Acknowledgment and Funding

This research did not receive any grants from funding agencies in the public, commercial, or non-profit sectors. The authors would like to thank the head of the Department of Psychology at the University of Tabriz and all participants for their cooperation with the researchers. 

 

Publisher: Islamic Azad University, Isfahan Branch

 

 

 

---

[1] * Corresponding Author email: [e-mail]         

دانش و پژوهش در روان‌شناسي كاربردي

شاپا الکترونیکی: 5128-2676

تابستان 1404، سال 26، شمارۀ 2 (پياپي 100)، صص: 199-182

مقاله پژوهشی        https://doi.org/10.71629/JSRP.2025.895928

 

اعتباریابی و بررسی وضعیت ویژگی‌های روانسنجی مقیاس دیسفوریای نپین در دانشجویان ایرانی

 

سهیلا معبود1¹، محمد شادبافی2، تورج هاشمی نصرت آباد3

 

1. کارشناس ارشد روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران

2. دانشجوی دکتری روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران 

3. استاد گروه روانشناسی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران

 

دریافت: 07/06/1402                                پذیرش: 15/07/1402

 

چکیده

دیسفوریا یک اصطلاح روان‌پزشکی است که طیف گسترده‌ای از اختلالات روانی را دربر می‌گیرد. هدف این پژوهش تعیین اعتبار و بررسی وضعیت ویژگی­های روان­سنجی مقیاس دیسفوریای نپین بود. در این مطالعه توصیفی همبستگی، تعداد 507 نفر (268 زن و 239 مرد) از دانشجویان دانشگاه تبریز به روش نمونه‌گیری تصادفی انتخاب و به مقیاس دیسفوریای نپین (Berle & Starcevic, 2012)، سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (Watson et al, 2007) و مقیاس خودگزارشی مانیا (Altman et al, 1997) پاسخ دادند. جهت تحلیل داده‌ها از روش تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی و ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی ساختار چهار عاملی تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی را شناسایی نمود. تحلیل عاملی تأییدی نیز برازش ساختار چهار عاملی را با داده­ها تأیید و ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ) برای عوامل چهارگانه به ترتیب 93/0، 91/0، 93/0 و 83/0 بدست آمد. روایی ملاکی مقیاس از طریق همبسته‌کردن آن با سیاهه علائم افسردگی و اضطراب و مقیاس مانیا مطلوب ارزیابی گردید و روایی سازه نیز با استفاده از روایی همگرا و واگرا مورد تأیید قرار گرفت. در مجموع یافته‌ها نشان داد مقیاس دیسفوریای نپین، از روایی (محتوایی، سازه و ملاکی) مطلوب و پایایی کافی در دانشجویان ایرانی برخوردار است و می­توان از آن برای اهداف پژوهشی و درمانی استفاده کرد.

واژگان کلیدی: پایایی، دیسفوریا، روایی، ویژگی­های روان­سنجی

 

 

 

 

مقدمه

دیسفوریا  "dysphoria” یک اسم مرکب است که از دو کلمه یونانی δυσ (dus"" به معنای بد) و φέρω ("phérō" به معنای من تحمل می‌کنم) تشکیل شده است (Moretti, Bachetti, Sciarma & Tortorell, 2018). به طور عمده دیسفوریا شرایطی است که فرد در آن احساس شدید افسردگی، نارضایتی و در برخی موارد بی‌تفاوتی نسبت به دنیای اطراف خود را تجربه می‌کند (Sadock, 2015)؛ اما دیسفوریا تنها به‌معنی افسردگی و نارضایتی نیست، بلکه حالت عاطفی پیچیده‌ای است که علاوه بر افسردگی و نارضایتی، تحریک‌پذیری را نیز شامل می‌شود (Starcevic, 2007).

بررسی منابع علمی نشان می­دهد دیسفوریا در رابطه با طیف وسیعی از شرایط روان‌پزشکی مورد استناد قرار گرفته است و تنوع قابل توجهی در تعاریف ارائه شده در مورد دیسفوریا وجود دارد. برای مثال این مفهوم در رابطه با تغییرات خلقی مرتبط با قاعدگی (Sharma, Mazmanian & Eccles, 2022)، به عنوان یکی از مشخصه‌های حالت‌های خلقی مختلط در اختلال دوقطبی (Li, Richards & Goes, 2023) و همچنین در زمینه نارضایتی فرد از جنسیت خود گزارش شده است (Starcevic, Monti, D'Agostino & Berle, 2013). در برخی از منابع دیگر نیز، دیسفوریا به پریشانی غیرقابل تحمل دلالت دارد و از آن برای اشاره به انواع حالت‌های عاطفی، علائم و ویژگی‌های شخصیتی استفاده‌شده ‌است (Oyebode, 2022). این علائم شامل ویژگی‌های غیراختصاصی مانند عاطفه مختلط (Schanda, 2000)، خلق ناخوشایند (APA, 2022) و احساس ناخوشایندی یا ناراحتی (Sadock, 2015) می‌باشند.

همچنین تعاریف متعدد به ویژگی‌های خاص‌تر مانند تحریک‌پذیری (Black & Andreasen, 2011؛ Bertschy, Gervasoni, Favre, Liberek, Ragama‐Pardos, Aubry, 2007؛ Elhai, Biehn, Armour, Klopper, Frueh & Palmieri, 2011)، نارضایتی (APA, 2022)، افکار خودکشی (Grenzi, Menculini, Bachetti, Lanza, Balducci & Moretti, 2022)، احساس خستگی (Cassidy, Ahearn, Murry, Forest & Carroll, 2000)، اضطراب (APA, 2022؛Cassidy et al, 2000 ؛Black et al, 2011 )، تنش، بدگمانی، تکانشگری، خصومت (Bertschy et al, 2007)، بی‌قراری (Sadock, 2015) و تمایل به رفتار پرخاشگرانه یا مخرب (Pazzagli & Monti, 2000) اشاره داشته­اند.

همچنین غم و اندوه (APA, 2022؛ Black et al, 2011)، خلق و خوی افسرده (Cassidy et al, 2000)، احساس افسردگی، بی‌تفاوتی نسبت به دنیای پیرامون (APA, 2022)، احساس ناامیدی، دلسردی یا ناراحتی (Black et al, 2011)، بی‌لذتی (Cassidy et al, 2000)، از دست دادن علاقه، کناره‌گیری (Sims, 2003)، عدم وجود خلق مثبت و تجربیات لذت‌بخش (Zoellner, Pruitt, Farach & Jun, 2014) و احساس گناه (Cassidy et al, 2000) از جمله مفهوم‌سازی‌های دیگری هستند که در مورد دیسفوریا شکل گرفته‌اند.

به طور کلی دیسفوریا وضعیت فعلی خود را مدیون حداقل چهار عامل است. اولین و احتمالاً مهم‌ترین عامل، استفاده فزاینده از دیسفوریا در زمینه اختلال دوقطبی، به ویژه حالات مختلط آن است. مورد دوم از محبوبیت اصطلاح دیسفوریای جنسیتی گرفته شده که یکی از ویژگی‌های اصلی اختلال هویت جنسیتی است (Savic, 2023). مورد سوم مربوط به اختلال دیسفوریای قبل از قاعدگی است که درDSM-IV، به عنوان یک طبقه تشخیصی جدید ارائه شده بود و اکنون در DSM-5 در طبقه اختلالات افسردگی گنجانده شده است (APA, 2013). سرانجام، دیسفوریای نورولپتیک که برای بیان عوارض جانبی داروهای ضد روان‌پریشی نسل اول معرفی شده است و اخیراً حمایت مفهومی را دریافت کرده و به نظر می‌رسد پیامدهای قابل توجهی در پیش‌آگهی و درمان دارد (de Millas, Lambert& Naber, 2022).

بازبینی دقیق از موارد استفاده از دیسفوریا، ناسازگاری‌ها و سردرگمی مفهومی این اصطلاح را آشکار می‌سازد؛ در اختلال دوقطبی، دیسفوریا معمولاً جزئی از حالات مختلط است که در این بافت غالباً به معنای تظاهرات افسردگی است که معیارهای کامل برای افسردگی عمده را برآورده نمی‌کند اما همراه با ویژگی‌های مانیا یا هیپومانیا، اصطلاح "دیسفوریک (هیپو) مانیا" وجود دارد (Cassidy et al, 2000). دیسفوریای جنسیتی به ناراحتی، ناخشنودی و نارضایتی و حتی بیزاری از جنسیت بیولوژیکی فرد اشاره دارد (Starcevic et al, 2013; Savic, 2023). اختلال دیسفوریای پیش از قاعدگی درDSM-IV /DSM-IV-TR  به عنوان خوشه‌ای از علائم شبیه به افسردگی اساسی، به همراه تحریک‌پذیری، بی‌ثباتی خلقی، علائم اضطراب و برخی علائم جسمی توصیف شده‌است. دیسفوریای نورولپتیک مفهوم بسیار گسترده‌ای است و شامل بیزاری نسبت به داروهای ضد روان‌پریشی، خستگی مفرط، کاهش انرژی، کاهش علاقه و انگیزه، خلق پایین، اضطراب، تفکر آرام، خصومت و عصبانیت و علائم مختلف حرکتی است. به نظر می‌رسد این ویژگی‌ها با عوارض جانبی اکستراپیرامیدال مرتبط است (Awad & Voruganti, 2005).

علاوه بر این موارد یک اصطلاح دیگر مرتبط با دیسفوریا وجود دارد، اما استفاده از آن چندان مرسوم نیست. دیسفوریای هیستروئیدی به ویژگی‌های افسردگی آتیپیک، شامل تحریک‌پذیری و عصبانیت اشاره می‌کند و اعتقاد بر این است که در زنان مبتلا به اختلال شخصیت نمایشی و یا سایر اختلالات شخصیتی خوشه B شایع‌تر است (Starcevic, 2007).

به طور کلی علی‌رغم اینکه در طی سال‌های اخیر، دیسفوریا طیف گسترده‌ای از پدیده‌ها و اختلالات روانی را در بر می‌گیرد اما به این سازه مهم به صورت مستقل پرداخته نشده است و از زاویه روش‌شناسی و ابزار اندازه‌گیری کمتر به آن پرداخته شده است. یکی از دلایل دستیابی به نتایج متناقض در تحقیقات مختلف نیز، استفاده از ابزارهای اندازه‌گیری نامعتبر و هنجاریابی نشده می‌باشد که به نظر می‌رسد نیازمند کوشش بیشتر در این زمینه است.

در سال‌های اخیر، در جهت ساختن ابزاری استاندارد برای درک بهتر مفهوم دیسفوریا و ابعاد مختلف آن، این سازه در قالب مقیاس‌هایی خودگزارشی گنجانده شده است. یکی از این مقیاس‌های خودگزارشی، مقیاس دیسفوریای نپین (NDS) است که از سوی (Berle & Starcevic, 2012) ایجاد شده است و با استفاده از 24 آیتم به ارزیابی احساساتی که در طی یک هفته گذشته تجربه شده‌اند، می­پردازد. مقیاس مزبور شامل چهار خرده‌مقیاس تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی است که میزان آلفای کرونباخ برای هر خرده‌مقیاس به ترتیب برابر 84/0، 82/0، 80/0 و 74/0 گزارش شده که حاکی از سازگاری درونی عالی آن می‌باشد. مقیاس دیسفوریای نپین (NDS) را می‌توان تنها ابزار مناسب براي اندازه­گيري دیسفوریا قلمداد کرد. هرچند در برخي پژوهش‌ها از سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (IDAS) براي اندازه‌گیری دیسفوریا استفاده می‌شود؛ اما به دلیل ناتوانی آن در بازنمایی مناسب ماهيت چندبعدي دیسفوریا، به‌ویژه آن جنبه­هایی که تنها با اضطراب، افسردگی یا علائم خاص اختلال قابل توضیح نیستند، توسعه يک ابزار پايا از اهميت قابل توجهي برخوردار بوده و می‌تواند به سنجش دقیق و اقدام به موقع منجر شود. با این حال متاسفانه پژوهشی در داخل کشور به بررسی دیسفوریا به عنوان یک سازه مستقل نپرداخته است و علت آن هم نبود ابزار اختصاصی و دقیق برای سنجش دیسفوریا می‌باشد. از این‌رو بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس دیسفوریا در جامعه ایرانی، به ویژه دانشجویان ضروری به نظر می‌رسد؛ چرا که مبتنی بر مطالعات انجام شده دانشجویان ­در معرض خطری بیشتری برای ابتلا به دیسفوریا قرار دارند (Berle et al, 2012)؛ بنابراین، این پژوهش با هدف تعیین اعتبار مقیاس دیسفوریای نپین در بین دانشجویان ایرانی و پاسخگویی به سؤالات زیر انجام شد.

1.       آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی محتوایی مطلوبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟

2.       آیا نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی با عامل‌های نسخه اصلی مقیاس تطابق دارد؟

3.       آیا مقیاس دیسفوریای نپین از پایایی مطلوبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟

4.       آیا تحلیل عاملی تاییدی ساختار 4 عاملی نسخه اصلی مقیاس را تایید می‌کند؟

5.       آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی سازه مناسبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟

6.       آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی ملاکی مناسبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟

 

روش

روش پژوهش، جامعه آماری و نمونه: این پژوهش از نظر هدف، کاربردی و از نظر روش‌شناسی در زمره پژوهش‌های توصیفی همبستگی از نوع اعتباریابی آزمون قرار داشت. جامعه آماری مورد مطالعه، شامل تمامی دانشجویان دانشگاه تبریز در سال تحصیلی 1399-1398 بودند که بنا بر آمار ارائه‌شده از سوی اداره کل آموزش دانشگاه حجم این جامعه برابر با 25000 نفر بود. از جامعه مورد مطالعه با توجه به تعداد متغیرهای مورد مطالعه و با استناد به جدول کرجسی و مورگان (Krejcie & Morgan, 1970) تعداد 507 نفر به شیوه تصادفی انتخاب شدند. در این انتخاب بخشی از پرسشنامه‌ها به صورت مداد- کاغذی تکمیل شد و به دلیل شیوع پاندمی کرونا و عدم دسترسی به دانشجویان، برای جمع‌آوری بخشی از داده‌ها از فضای مجازی و شبکه‌های اجتماعی بهره گرفته شد و شرکت کنندگان با ابراز تمایل برای شرکت در این پژوهش به عنوان نمونه مورد مطالعه در نظر گرفته شدند.

 

ابزار پژوهش

1. مقیاس دیسفوریای نپین (NDS): این مقیاس یک ابزار خودگزارشی 24 آیتمی است که از سوی (Berle & Starcevic, 2012) ایجاد شده است و با استفاده از سؤالاتی مثل «آیا احساس کرده‌اید که عصبی و تحت فشار هستید؟» به ارزیابی احساساتی که در طی یک هفته گذشته تجربه شده‌اند، می‌پردازد. آیتم‌ها بر اساس مقیاس لیکرت پنج‌درجه‌ای از 1 تا 5 نمره‌گذاری می‌شوند. این پرسشنامه شامل چهار خرده مقیاس تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی است که میزان آلفای کرونباخ گزارش شده برای هر خرده مقیاس به ترتیب برابر 84/0، 82/0، 80/0 و 74/0 است که حاکی از سازگاری درونی عالی آن می‌باشد (Berle et al, 2012).

 

2. سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (IDAS): یک نسخه خود گزارش دهی است که توسط (Watson et al, 2007) ایجاد شده است و با استفاده از عباراتی مثل «احساس ناآرامی و بی­قراری کرده­ام» به ارزیابی نشانه‌های خاص اضطراب و افسردگی که در طی دو هفته گذشته تجربه شده‌اند، می‌پردازد. این سیاهه شامل ده مقیاس علائم ویژه است: گرایش به خودکشی، سستی، بی‌خوابی، کاهش اشتها، افزایش اشتها، خلق مرضی، بهزیستی، هراس، اضطراب اجتماعی و افکار مزاحم تروماتیک. همچنین شامل دو مقیاس بزرگتر افسردگی کلی و دیسفوریا، می‌باشد که علائم شناختی و هیجانی اصلی افسردگی و اضطراب را می‌سنجد. مقیاس افسردگی کلی شامل مواردی است که با ده مقیاس علائم خاص همپوشانی دارد و می‌تواند به عنوان یک ارزیابی کلی و مختصر از علائم افسردگی باشد، در حالی‌که مقیاس دیسفوریا تنها شامل آیتم‌های منحصر به فرد است که در مقیاس‌های دیگر وجود ندارند. آیتم‌ها بر اساس یک مقیاس لیکرت پنج‌درجه‌ای از 1 تا 5 نمره‌گذاری می‌شوند که نمره بالاتر نشان دهنده علائم شدیدتر اضطراب یا افسردگی هستند. همسانی درونی (آلفای کرونباخ) هر مقیاس رضایت‌بخش است و گستره‌ای بین 71/0 تا 92/0 را شامل می‌شود (Mott, Schiller, Richards, O’Hara & Stuart, 2011). همچنین IDAS پایایی قدرتمندی را در بازآزمایی به فاصله یک هفته نشان می‌دهد و دارای میانگین بازآزمایی 79/0 است (Watson et al, 2007). همچنین طبق یافته‌های جوربنیان (Joorbonyan, 2015) میزان آلفای کرونباخ IDAS در حد مطلوبی (73/0 تا 82/0) گزارش شده است.

 

3. مقیاس خودگزارشی مانیا (ASRM): یک مقیاس خودگزارشی 5 آیتمی است که توسط (Altman, Hedeker, Peterson & Davis, 1997) طراحی شده و با استفاده از عباراتی مثل «من همیشه بیش از حد معمول احساس شادی یا خوشحالی می‌کنم» به ارزیابی وجود مانیا و شدت علائم آن می‌پردازد. این مقیاس توسط آزمودنی بر روی یک مقیاس 5 درجه‌ای (بر اساس درجه‌بندی لیکرت از 0 تا 4) درجه‌بندی می‌شود و نمره کل بین 0 تا 20 می‌باشد که نمره بالاتر نشان دهنده شدت علائم مانیا می‌باشد. مقیاس مزبور شامل سه عامل مانیا، تحریک‌پذیری و روان‌پریشی است که مقدار آلفای گزارش شده برای عامل مانیا 79/0 می‌باشد. ضریب همبستگی پیرسون بین نمرات خرده مقیاس شیدایی ASRM و نمرات کل مقیاس رتبه دهی مانیا (MRS)، برابر 718/0 و بین نمرات خرده مقیاس شیدایی ASRM و نمرات خرده مقیاس شیدایی، در مقیاس اجرایی رتبه دهی بالینگر برای مانیا (CARS-M) برابر 766/0 است (Rucci, Calugi, Miniati & Fagiolini, 2013).

 

روش اجرا و تحلیل داده‌ها:

به منظور بررسی ویژگی­های روان‌سنجی مقیاس دیسفوریای نپین (NDS)، از رهنمودهای لازم برای هنجاریابی ابزارها در فرهنگ‌های مختلف استفاده شد که چهار مرحله را در فرایند ترجمه و انطباق ابزارهای اندازه‌گیری لازم می‌داند (Gjersing, Caplehorn & Clausen, 2010). بر این اساس ابتدا مقیاس دیسفوریا توسط دو متخصص روانشناسی بالینی با درجه کارشناسی ارشد و دکترای تخصصی به زبان فارسي ترجمه گردید. در گام دوم، ترجمه فارسي توسط يكي از اسـاتيد گروه زبان انگليسي که مسلط به واژه­های تخصصی روان­شناسی در زبان فارسی و انگلیسی بود، به زبان انگليسي ترجمه متقابل شده و سپس توسط یکی از متخصصان مترجمی زبان انگلیسی با نسخه اصلی مقیاس مطابقت داده شد. در گام سوم، ترجمه نهایی توسط نویسندگان برای قابل فهم بودن مقیاس بررسی شد. همچنین در این مرحله، به منظور اندازه­گیری نسبت روایی محتوایی پرسشنامه، گویه­های پرسشنامه در اختیار 10 نفر از متخصصین قرار داده شده و از آنها خواسته شد تا میزان تناسب هر گویه را بر اساس طیف سه قسمتی «ضروری است»، «مفید است ولی ضرورتی ندارد» و «ضرورتی ندارد» تعیین کنند. جهت محاسبه شاخص روایی محتوا نیز از متخصصین خواسته شد که گويه­ها را از لحاظ مرتبط بودن ارزيابی کرده و با توجه به ميزان مرتبط بودن، به هر گويه نمره يك تا 4 بدهند. پس از اطمینان از روایی محتوایی مقیاس، جهت انجام مرحله چهارم و دستیابی به نسخه فارسی نهایی، نسبت به انتخاب افراد نمونه اقدام شد. سپس ترجمه به دست آمده از مقياس دیسفوریای نپین (NDS) به همراه سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (IDAS) و مقیاس خودگزارشی مانیا آلتمن (ASRM) در اختیار افراد نمونه قرار گرفت. تجزیه وتحلیل داده‌ها با انجام تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی، محاسبه ضریب آلفای کرونباخ، ضریب همبستگی پیرسون و بررسی روایی سازه و روایی ملاکی مقیاس در نرم­افزارهای SPSS 24 و AMOS 24 انجام شد.

 

یافته­ها

این پژوهش بر روی 507 نفر از دانشجویان دانشگاه تبریز انجام شد که از این تعداد 268 نفر (9/52 درصد) زن و 239 نفر (1/47 درصد) مرد بودند. در جدول 1 شاخص­های توصیفی مربوط به گویه­های مقیاس به استناد میانگین و انحراف معیار ارائه شده است.

جدول 1 شاخص­های توصیفی مربوط به گویه­های مقیاس

شماره گویه	زن		مرد
	میانگین	انحراف معیار	میانگین	انحراف معیار
1	56/2	02/1	47/2	15/1
2	35/2	98/0	17/2	02/1
3	56/2	17/1	48/2	15/1
4	38/2	02/1	23/2	09/1
5	66/2	12/1	65/2	16/1
6	41/2	27/1	45/2	27/1
7	75/1	07/1	97/1	23/1
8	41/2	14/1	54/2	28/1
9	93/2	35/1	79/2	30/1
10	12/2	15/1	00/2	17/1
11	66/2	17/1	51/2	27/1
12	27/2	13/1	20/2	12/1
13	41/2	14/1	28/2	21/1
14	22/2	00/1	16/2	00/1
15	33/2	13/1	35/2	20/1
16	52/2	09/1	41/2	17/1
17	17/2	08/1	95/1	04/1
18	53/2	10/1	44/2	11/1
19	52/2	17/1	51/2	28/1
20	49/2	11/1	39/2	17/1
21	11/2	18/1	04/2	32/1
22	20/2	16/1	08/2	18/1
23	83/1	07/1	90/1	16/1
24	96/1	06/1	81/1	05/1

 

مندرجات جدول 1 نشان می‌دهد بیشترین و کمترین میانگین گویه‌های مقیاس دیسفوریا در بین زنان به ترتیب به گویه‌های 9 و 7 اختصاص دارد. بیشترین و کمترین میانگین گویه‌های مقیاس دیسفوریا در بین مردان نیز به ترتیب به گویه‌های 9 و 24 اختصاص دارد. همچنین با نگاه کلی به مندرجات جدول 1 مشخص می‌شود میانگین نمرات زنان در اکثر گویه‌های مقیاس دیسفوریا بیشتر از میانگین نمرات مردان بوده و مردان فقط در گویه‌های 6، 7، 8، 15 و 23 نمرات بیشتری نسبت به زنان کسب کرده‌اند. علاوه بر این با توجه به اینکه میانگین نمرات زنان و مردان در تمامی گویه‌های مقیاس دیسفوریا کمتر از 3 است، به نظر می‌رسد نمونه مورد مطالعه در این پژوهش میزان کمی از نشانه‌های دیسفوریا را تجربه می‌کنند.

در جدول 2 نتایج آزمون­های کایرز-مه­یر-اولکین (KMO) و کرویت بارتلت برای تعیین کفایت حجم نمونه ارائه شده است. همان طور که ملاحظه می­شود نمونه­ی مورد مطالعه برای اجرای پژوهش کفایت دارد (961/0=KMO). از طرفی آزمون کرویت بارتلت که توان داده­های پژوهش برای استخراج یک ساختار عاملی خاص را نشان می­دهد نیز معنی­دار است (41/9213=Chi-square، 000/0=P).

جدول 2. آزمون KMO و بارتلت برای تعیین کفایت حجم نمونه

آزمون KMO برای کفایت حجم نمونه		961/0
آزمون کرویت بارتلت	کای اسکوئر	41/9213
	df	276
	سطح معنی­داری	000/0<

 

در راستای پاسخ به سوال (1) مبنی بر اینکه آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی محتوایی مطلوبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟ از شاخص روایی محتوا (CVI) و نسبت روایی محتوا (CVR) استفاده شد. بر اساس فرمول لاوشه مقدار نسبت روایی محتوایی هر 24 گویه بر اساس نظر 10 متخصص بالاتر از حد بحرانی 62/0 (حداقل مقدار قابل قبول برای حفظ گویه بر اساس نظر 10 متخصص) بدست آمد و شاخص روايی محتوا گویه­ها نیز بالاتر از حد بحرانی 79/0 محاسبه شد. بر این اساس روایی محتوایی مقیاس مطلوب ارزیابی گردید.

برای پاسخ به سوال 2 مبنی بر اینکه آیا نتایج حاصل از تحلیل عاملی اکتشافی با عامل‌های نسخه اصلی مقیاس تطابق دارد؟ از روش تحلیل عاملی اکتشافی، با کاربرد روش استخراج مؤلفه‌های اصلی و چرخش واریماکس استفاده شد. این تحلیل با پذیرش شرط ارزش ویژه­ی مساوی و یا بزرگتر از 1 و بار عاملی مساوی یا بزرگتر از قدر مطلق 30/0 صورت گرفت. نتایج به دست آمده از تحلیل عاملی اکتشافی روی 24 عامل مرتبط با دیسفوریا به یک راه‌حل 4 عاملی رسید که 66/70 درصد از واریانس مقیاس دیسفوریا را تبیین می­نمود. عوامل بر اساس محتویات خود و با توجه به مبانی پژوهشی تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی نام­گذاری شدند. در شکل 1 نمودار سنگ‌ریزه‌ای عامل‌های استخراج شده با مقدار ویژه بالاتر از 1 مشاهده می­شود. همچنین بارهای عاملی هر کدام از گویه­ها بر روی این 4 عامل، واریانس تبیین شده توسط هر عامل، واریانس تببین شده با 6 بار چرخش واریماکس و آلفای کرونباخ مربوط به هر عامل در جدول 3 گزارش شده است. همان طور که در جدول 3 نشان داده شده است، همه­ی گویه­ها بالاترین بارهای خود را بر روی عامل تعیین­شده نشان داده­اند و اندازه­های مربوطه بزرگ و در محدوده­ی 548/0 تا 822/0 قرار دارند.

 

شکل 1. نمودار سنگ‌ریزه‌ای مؤلفه‌های استخراج شده مقیاس

 

جدول 3. تحلیل مؤلفه‌های اصلی با چرخش واریماکس برای مقیاس دیسفوریای نپین

شماره	خلاصه­ی گویه­ها	عامل 1	عامل 2	عامل 3	عامل 4
18	آیا نسبت به افراد دیگر خشمگین شده‌اید؟	822/0
13	آیا به هنگام عصبانیت از کوره در رفته­اید؟	822/0
16	آیا احساس بدخلقی کرده‌اید؟	799/0
7	آیا احساس کرده‌اید که ممکن است کنترل خود را از دست داده و به کسی ضربه بزنید؟	780/0
11	آیا احساس کرده‌اید که عصبی و تحت فشار هستید؟	718/0
20	آیا از گفته‌ها یا کارهای دیگران خیلی زود رنجیده خاطر شده‌اید؟	684/0
5	آیا نسبت به افراد دیگر بی­حوصله بوده‌اید؟	602/0
3	آیا احساس کرده‌اید که دیگران اوضاع را برای شما آشفته کرده‌اند؟	548/0
6	آیا احساس کرده‌اید که به هیچ چیزی نرسیده‌اید؟		782/0
1	آیا احساس نارضایتی کرده‌اید؟		770/0
19	آیا احساس کرده‌اید که شاد نیستید؟		757/0
10	آیا احساس تسلیم شدن کرده‌اید؟		752/0
8	آیا احساس کرده‌اید که انگار هیچ چیز سر جایش نیست؟		736/0
21	آیا احساس بدبختی کرده‌اید؟		700/0
17	آیا احساس کرده‌اید که دیگر توان مقابله ندارید؟			739/0
2	آیا مسائل و مشکلات بر روی شما جیره شده‌اند؟			733/0
22	آیا احساس کرده‌اید که فشار زندگی شما را در هم شکسته است؟			708/0
4	آیا احساس کرده‌اید که دیگران اوضاع را برای شما آشفته کرده‌اند؟			702/0
14	آیا احساس کرده­اید که مسائل از درک و توان شما خارج هستند؟			686/0
24	آیا همه چیز شما را عصبی کرده است؟			667/0
15	آیا احساس کرده‌اید که مردم نسبت به شما انصاف ندارند؟				820/0
23	آیا احساس کرده‌اید که مردم علیه شما هستند؟				773/0
9	آیا احساس کرده‌اید که نباید به مردم اعتماد کرد؟				681/0
12	آیا احساس کرده‌اید که دیگران به شما اهمیت نمی‌دهند؟				667/0
	واریانس تبیین شده	86/50	44/8	12/6	24/5
	واریانس تبیین شده با 6 بار چرخش	80/21	29/19	37/17	20/12
	آلفای کرونباخ	93/0	91/0	93/0	83/0

 

برای پاسخ به سوال 3 مبنی بر اینکه آیا مقیاس دیسفوریای نپین از پایایی مطلوبی در دانشجویان ایرانی برخوردار است؟ ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ) محاسبه شد. همانطور که در جدول 3 مشاهده می‌شود ضریب آلفای کرونباخ برای عامل­های تحریک‌پذیری، نارضایتی، تسلیم و نارضایتی بین فردی به ترتیب 93/0، 91/0، 93/0 و 83/0 محاسبه شده است که حکایت از اعتبار مطلوب مقیاس دارد. همچنین در جدول 4 ماتريس همبستگي بين عامل‌های به دست آمده ارائه شده است. مندرجات جدول 4 نشان می­دهد همبستگی بین عامل­های چهارگانه مثبت و معنی‌دار است (01/0p<).

جدول 4. ماتریس همبستگی بین عامل­های به دست آمده

شماره	عامل اکتشافی	1	2	3	4
1	تحریک‌پذیری	1
2	نارضایتی	**64/0	1
3	تسلیم	**67/0	**72/0	1
4	نارضایتی بین فردی	**55/0	**58/0	**56/0	1

 

برای ارزیابی ساختار عاملی مقیاس دیسفوریای نپین (NDS) و پاسخ به سوال 4 مبنی بر اینکه آیا تحلیل عاملی تاییدی ساختار 4 عاملی نسخه اصلی مقیاس را تایید می‌کند؟ از روش تحليل عاملي تأییدی استفاده شد. در مدل طراحي شده فرض بر اين است که هرکدام از عوامل که به‌واسطه‌ی گويه­هاي مربوط به خود شناسايي مي­شوند، مي­توانند عامل مرتبه بالاتري را بازنمايي کنند. الگوی ساختاری برای مدل 4 عاملی در شکل 2 نشان داده شده است. در مدل مربوطه تمامی مسیرها معنی‌دار هستند (01/0p<). همچنین شاخص‌های برازش براي الگوي ساختاری مدل، برابر 78/760=  ، 001/0 P=، 246df=، 09/، 94/0CFI=، 94/0TLI=  و 064/0RMSEA= به دست آمده که حاکي از برازش قابل قبول مدل می­باشد؛ چرا که مقدار ریشه میانگین مجذور خطای برآورد شده (RMSEA) در سطح نسبتا مطلوب (کمتر از 08/0)، نسبت کای اسکوئر بر درجه آزادی در سطح مطلوب (کمتر از 5) بوده و مقادیر شاخص برازش تطبیقی (CFI) و شاخص توکر- لویس (TLI) در سطح مطلوب (بیشتر از 90/0) قرار دارند.

 

شکل 2. الگوی ساختاری مدل 4 عاملی در حالت ضرایب استاندارد

 

برای پاسخ به سوال 5 مبنی بر اینکه آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی سازه مناسبی در نمونه مورد مطالعه برخوردار است؟ شاخص‌های روایی سازه به شرح جدول 5 بررسی شد.

جدول 5. شاخص­های مربوط به روایی سازه مقیاس

عامل اکتشافی	CR	AVE	MSV	ASV
تحریک‌پذیری	93/0	62/0	51/0	43/0
نارضایتی	93/0	70/0	62/0	49/0
تسلیم	91/0	63/0	62/0	51/0
نارضایتی بین فردی	84/0	57/0	41/0	39/0

مندرجات جدول 5 نشان می­دهد مقدار پایایی ترکیبی (CR) محاسبه شده برای تمامی عامل‌های اکتشافی بزرگتر از 70/0 است که بیانگر پایایی مناسب سازه­ها می­باشد. از طرفی با توجه به اینکه میانگین واریانس استخراج شده (AVE) برای سازه­های مکنون بزرگتر از 5/0 بوده و همچنین کوچکتر از شاخص پایایی ترکیبی (CR) می­باشد بنابراین سازه­های به دست آمده از روایی همگرای قابل قبولی برخوردار هستند. همچنین با توجه به اینکه مقادیر میانگین واریانس استخراج شده (AVE) نسبت به حداکثر واریانس مشترک (MSV) و میانگین واریانس مشترک (ASV) بیشتر است روایی افتراقی سازه­های مذکور نیز تائید می­شود (Hair, Black, Babin & Anderson, 2018).

برای پاسخ به سوال 6 مبنی بر اینکه آیا مقیاس دیسفوریای نپین از روایی ملاکی مناسبی در نمونه مورد مطالعه برخوردار است؟ همبستگی مقیاس NDS با نمرات افسردگی و دیسفوریای مقیاس IDAS و همچنین نمره مانیا پرسشنامه آلتمن محاسبه شد که نتایج آن در جدول 5 ارائه شده است:

جدول 6. همبستگی مقیاس NDS با زیر مقیاس­های افسردگی، دیسفوریا و مانیا

شماره	مقیاس	1	2	3	4
1	NDS	1
2	افسردگی	**73/0	1
3	دیسفوریا	**71/0	**91/0	1
4	مانیا	*10/0-	**14/0-	**13/0-	1

 

مندرجات جدول 6 نشان می­دهد همبستگی بین نمرات NDS با افسردگی 73/0 و دیسفوریا 71/0 بوده و معنی‌دار است (01/0p<). همچنین همبستگی بین نمرات NDS با مانیا 10/0- بوده و معنی‌دار است (01/0p<). با توجه به این نتایج می­توان گفت مقیاس NDS از روایی ملاک قابل قبولی برخوردار است.

 

بحث و نتیجه‌گیری

این مطالعه با هدف تعیین اعتبار و بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس دیسفوریای نپین (NDS) انجام شد. نتایج حاصل از بررسی شاخص­های توصیفی گویه­های مقیاس نشان داد بیشترین میانگین نمرات زنان و مردان به گویه 9 (عامل نارضایتی بین فردی) اختصاص دارد. همچنین کمترین میانگین نمرات زنان مربوط به گویه 7 (عامل تحریک‌پذیری) و کمترین میانگین نمرات مردان مربوط به گویه 24 (عامل تسلیم) است. از طرفی میانگین نمرات زنان در اکثر گویه‌های مقیاس دیسفوریا بیشتر از میانگین نمرات مردان بوده و مردان فقط در گویه‌های 6، 7، 8، 15 و 23 نمرات بیشتری نسبت به زنان کسب کرده‌اند. نمرات بیشتر زنان نسبت به مردان در گویه‌های مقیاس دیسفوریا را شاید بتوان با توجه به مفهوم دیسفوریای قبل از قاعدگی تبیین نمود. در واقع از آنجایی که بخشی از علائم دیسفوریا (برای مثال بی‌ثباتی خلقی، علائم اضطرابی و جسمانی)، پیش از قاعدگی بروز می‌کنند و با هورمونهای زنانه مرتبط هستند (APA, 2013) منطقی است که زنان بیشتر از مردان نشانه‌های دیسفوریا را تجربه کنند.

در بررسی پایایی و ارزیابی ساختار درونی مقیاس دیسفوریا، یافته‌ها نشان داد مقیاس مزبور دارای ساختار چهار عاملی و با ویژگی‌های روان‌سنجی مناسبی است که همسو با فرم اصلی مقیاس (Berle et al, 2012) است. بزرگتر از 30/0 بودن بار عاملی گویه­ها نشان داد که تمام گویه­های نسخه اصلی مقیاس در نسخه فارسی حفظ شده است؛ که نشان از سودمندی مقیاس در کاربردهای عملی و مطالعات پژوهشی در زمینه دیسفوریا دارد. همچنین ضریب همسانی درونی مقیاس برای عوامل چهارگانه به ترتیب 93/0، 91/0، 93/0 و 83/0 محاسبه شد که همسو با مقیاس اصلی پرسشنامه بیشترین ضریب آلفای کرونباخ به عامل تحریک‌پذیری و کمترین آن به عامل نارضایتی بین فردی اختصاص داشت.

در پژوهش فعلی برای بررسی روایی ملاکی از دو مقیاس بزرگ افسردگی و دیسفوریای سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (IDAS) و مقیاس مانیا آلتمن (ASRM) استفاده شد که نتایج نشان داد بین نمرات دیسفوریای مقیاس نپین (NDS) با نمرات افسردگی و دیسفوریای سیاهه علائم افسردگی و اضطراب (IDAS) همبستگی مثبت و با نمره مانیای مقیاس آلتمن همبستگی منفی وجود دارد که بیانگر روایی ملاکی مطلوب مقیاس است. این یافته همسو با یافته­های (Berle et al, 2012) است که در پژوهش خود ضریب همبستگی بین نمرات دیسفوریای مقیاس نپین (NDS) با نمرات افسردگی بک را مثبت و معنی­دار گزارش کرده و از این یافته در جهت تائید روایی ملاکی مقیاس (NDS) بهره گرفتند.

علی­رغم اینکه همبستگی نسبتاً بالای نمرات دیسفوریای مقیاس نپین (NDS) با نمرات افسردگی بیانگر همپوشانی نسبی این دو سازه با هم است؛ اما نتایج بررسی روایی سازه مقیاس (NDS) با استفاده از شاخص‌های پایایی ترکیبی (CR)، میانگین واریانس استخراج شده (AVE)، حداکثر واریانس مشترک (MSV) و میانگین واریانس مشترک (ASV) بیانگر روایی همگرا و واگرای مطلوب سازه دیسفوریا در مقیاس (NDS) است. این یافته­ها از این مفهوم حمایت می­کنند که دیسفوریا سازه­ای مستقل اما مرتبط با افسردگی است. همچنین همبستگی ضعیف‌تر بین نمرات NDS و نمرات مانیا (در مقایسه با همبستگی بین نمرات NDS با افسردگی) از این فرضیه حمایت می­کند که بخش اعظمی از نشانه­های دیسفوریا با نشانه­های افسردگی مشترک هستند. با این حال، به دلیل اینکه همبستگی ضعیف بین نمرات NDS و نمرات مانیا نیز معنی­دار هستند، نمی­توان دیسفوریا و مانیا را دو سازه کاملاً متمایز از هم در نظر گرفت. این یافته همسو با نظر (Cassidy et al, 2000) است که در بازبینی دقیق از موارد استفاده از دیسفوریا اذعان داشتند، دیسفوریا معمولاً جزئی از حالات مختلط و به معنای تظاهرات افسردگی در نظر گرفته می­شود که معیارهای کامل برای افسردگی عمده را برآورده نمی‌کند اما همراه با ویژگی‌های مانیا یا هیپومانیا، وجود دارد.

درمجموع بر اساس یافته­های پژوهش می­توان گفت مقیاس دیسفوریای نپین، ابزاری مفید و مؤثر برای ارزیابی سازه دیسفوریا است که توجه به آن در درمان‌های روان­شناختی می­تواند کارایی مداخلات را افزایش دهد. با این حال این مطالعه یک پژوهش مقطعی و مبتنی بر پرسشنامه بوده و هرگونه استنباط علت و معلولی از آن اشتباه است. همچنین با توجه به اینکه میانگین نمرات افراد در گویه‌های مقیاس دیسفوریا کمتر از 3 بود، می‌توان گفت نمونه مورد مطالعه در این پژوهش یک نمونه غیر بالینی از نظر دیسفوریا محسوب می‌شد؛ بنابراین از محدودیت‌های اصلی این پژوهش، عدم بررسی این سازه در جمعیت بالینی و وارسی دقیق نشانه­های دیسفوریا به کمک سایر شیوه­های اندازه‌گیری بود؛ بر این اساس پیشنهاد می­شود در پژوهش‌های آتی، مقیاس دیسفوریا در جمعیت‌های بالینی نیز مورد بررسی قرار گیرد. همچنین پیشنهاد می­شود در پژوهش­های آینده، سایر جنبه­های روان‌سنجی مقیاس دیسفوریا نظیر پایایی آزمون-بازآزمون و روایی صوری آن برای تطابق هرچه بیشتر با فرهنگ ایرانی مورد بررسی قرار گیرند. از طرفی پیشنهاد می‌شود مطالعات آتی به بررسی عوامل زمینه‌ساز و متغیرهای اثرگذار بر دیسفوریا بپردازند.

 

سپاسگزاری

بدین وسیله از تمامی افرادی که در این پژوهش محققان را یاری نمودند تشکر و قدردانی می­گردد.

 

منابع

Altman, E. G., Hedeker, D., Peterson, J. L., & Davis, J. M. (1997). The Altman self-rating mania scale. Biological Psychiatry, 42(10), 948-955. M.

American Psychiatric Association. (2013). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (5th edition). Washington, DC: American Psychiatric Publishing

American Psychiatric Association. (2022). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (Text Fifth Edition Revision; DSM-5-TR). Washington, DC: American Psychiatric Publishing

Awad, A. G., & Voruganti, L. N. P. (2005). Neuroleptic dysphoria: revisiting the concept 50 years later. Acta Psychiatrica Scandinavica, 111, 6-13.

Berle, D., & Starcevic, V. (2012). Preliminary validation of the Nepean dysphoria scale. Australasian Psychiatry, 20(4), 322-326.

Bertschy, G., Gervasoni, N., Favre, S., Liberek, C., Ragama‐Pardos, E., Aubry, J. M., ... &

Black, D. W., & Andreasen, N. C. (2011). Introductory textbook of psychiatry. American Psychiatric Pub.

Cassidy, F., Ahearn, E., Murry, E., Forest, K., & Carroll, B. J. (2000). Diagnostic depressive symptoms of the mixed bipolar episode. Psychological Medicine, 30(2), 403-411.

De Millas, W., Lambert, M., & Naber, D. (2022). The impact of subjective well-being under neuroleptic treatment on compliance and remission. Dialogues in Clinical Neuroscience. 8(1), 131-136

Elhai, J. D., Biehn, T. L., Armour, C., Klopper, J. J., Frueh, B. C., & Palmieri, P. A. (2011). Evidence for a unique PTSD construct represented by PTSD's D1–D3 symptoms. Journal of Anxiety Disorders, 25(3), 340-345.

Gjersing, L., Caplehorn, J. R., & Clausen, T. (2010). Cross-cultural adaptation of research instruments: language, setting, time and statistical considerations. BMC medical research methodology, 10, 1-10.

Grenzi, P., Menculini, G., Bachetti, M. C., Lanza, L., Balducci, P. M., & Moretti, P. (2022). Dysphoria spectrum in the evaluation of suicide risk: an overview and exploratory study. Psychiatria Danubina, 34(Suppl 8), 112-117.

Hair, J. F., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2019). Multivariate data analysis (8. Baskı). Eight Edition, Cengage: Learning EMEA.

Joorbonyan, A., (2015). An interactive model of perfectionism and Repetitive negative thinking in prediction of emotional disorder symptoms, Faculty of education and psychology, Azarbaijan Shahid Madani Universit.

Krejcie, R. V., & Morgan, D. W. (1970). Determining sample size for research activities. Educational and psychological measurement, 30(3), 607-610.

Li, K., Richards, E., & Goes, F. S. (2023). Racial Differences in the Major Clinical Symptom Domains of Bipolar Disorder.

Moretti, P., Bachetti, M. C., Sciarma, T., & Tortorella, A. (2018). Dysphoria as a psychiatric syndrome: a preliminary study for a new transnosographic dimensional approach. Psychiatria Danubina, 30(7), 582-587.

Mott, S. L., Schiller, C. E., Richards, J. G., O’Hara, M. W., & Stuart, S. (2011). Depression and anxiety among postpartum and adoptive mothers. Archives of Women's Mental Health, 14(4), 335.

Oyebode, F. (2022). Sim’s Symptoms in the Mind: Textbook of Descriptive Psychopathology, 7th ed. Saunders Elsevier, 201.

Pazzagli, A., & Monti, M. R. (2000). Dysphoria and aloneness in borderline personality disorder. Psychopathology, 33(4), 220-226.

Rucci, P., Calugi, S., Miniati, M., & Fagiolini, A. (2013). A review of self-report and interview-based instruments to assess mania and hypomania symptoms. Journal of Psychopathology, 19, 143-159

Sadock, B. J. (2015). Kaplan & Sadock's synopsis of psychiatry: behavioral sciences/clinical psychiatry (Vol. 2015, pp. 648-655). Philadelphia, PA: Wolters Kluwer.

Savic, I. (2023). The neurobiology of gender identity and gender dysphoria. In Principles of Gender-Specific Medicine (pp. 431-439). Academic Press.

Schanda, H. (2000). Paranoia and dysphoria: historical developments, current concepts. Psychopathology, 33(4), 204-208.‏

Sharma, V., Mazmanian, D., & Eccles, H. (2022). Relationship of premenstrual dysphoric disorder with bipolar disorder: a systematic review. The Journal of Clinical Psychiatry, 83(6), 43549.

Sims ACP (2003). Symptoms in the mind: An introduction to descriptive psychopathology. 3rd ed. London/ Philadelphia, Saunders.

Starcevic, V. (2007). Dysphoric about dysphoria: towards a greater conceptual clarity of the term. Australasian Psychiatry, 15(1), 9-13.‏

Starcevic, V., Monti, M. R., D'Agostino, A., & Berle, D. (2013). Will DSM-5 make us feel dysphoric? Conceptualisation (s) of dysphoria in the most recent classification of mental disorders. The Australian and New Zealand journal of psychiatry, 47(10), 954-955.

Watson D, O’Hara MW, Simms LJ, Kotov R, Chmielewski M, McDade-Montez EA, et al. (2007). Development and validation of the Inventory of Depression and Anxiety Symptoms (IDAS). Psychol Assess.; 19:253–268.

Zoellner, L. A., Pruitt, L. D., Farach, F. J., & Jun, J. J. (2014). Understanding heterogeneity in PTSD: fear, dysphoria, and distress. Depression and anxiety, 31(2), 97-106.

---

[1] * ایمیل نویسنده مسئول: [e-mail]         

---