ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی
محورهای موضوعی : آزمون‌های روانیمحسن محمدپور 1 , سمیه پورشمس 2 , مرضیه کلیوند 3 , بهاره مرادحاصل 4 , سمیرا مرادی 5
1 - گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم رفتاری و سلامت روان (انستیتو روانپزشکی تهران)، دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران، ایران
2 - گروه روانشناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران جنوب
3 - گروه روانشناسی، دانشگاه لرستان، خرم‌آباد، ایران
4 - گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی شهید بهشتی، تهران، ایران
5 - گروه روانشناسی بالینی، دانشکده پزشکی، دانشگاه علوم پزشکی کرمانشاه، کرمانشاه، ایران
کلید واژه: مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی, تحلیل عاملی تاییدی, پایایی و روایی,
چکیده مقاله :
هدف این پژوهش بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی بود. روش پژوهش توصیفی- همبستگی و جامعه آماری شامل تمامی افراد شهر تهران مراجعه کننده به بیمارستان رسول اکرم (ص) در مهر و آبان سال 1401 بود. 321 نفر به روش نمونه‌برداری در دسترس انتخاب و به مقیاس‌های ذهن‌آگاهی بین‌فردی (پراتچر و دیگران، 2019) ، همدلی اساسی (فارینگتون، 2006) و پریشانی روانشناختی کسلر (کسلر و دیگران ،2002) پاسخ دادند. برای تحلیل داده‌ها از روش همسانی درونی به شیوه آلفای کرونباخ و برای روایی سازه از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی نشان داد ضریب آلفای کرونباخ برای نمره کل مقیاس 87/0 و برای زیرمولفه‌های حضور، آگاهی نسبت به خود و دیگری، پذیرش غیرقضاوتی و غیرواکنشی بودن به ترتیب 69/0، 83/0، 69/0 و 72/0 بود. مقیاس ذهن‌آگاهی بین فردی همبستگی مثبت معناداری را با مقیاس همدلی اساسی (0.429) و همبستگی منفی را با پریشانی روان شناختی (0.356-) نشان داد. بر اساس نتایج به دست آمده ذهن‌آگاهی بین‌فردی میتواند پیامدهای رابطه‌ی مثبتی را در تعاملات بین‌فردی داشته باشد. به طور کلی نسخه ایرانی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی ساختار 4 عاملی و پایایی و روایی مناسبی را نشان داد و در پژوهش‌های مختلف میتوان از آن استفاده کرد
the present study aimed to investigate the psychometric properties of the Persian version of the Interpersonal Mindfulness Scale. The method of descriptive-correlation research. 321 people were investigated by the available sampling method. Participants completed the Interpersonal Mindfulness Scale (Pratcher et al., 2019), Basic Empathy Scale (Farrington, 2006), and Kessler& Psychological Distress Scale (Kessler et al., 2002 to examine convergent and divergent validity. For data analysis, the internal consistency method was used using Cronbach's alpha method, and for construct validity, confirmatory factor analysis was used. The results of factor analysis showed that the Cronbach& alpha coefficient for the total score of the scale was 0.87 and for the sub-components of presence, awareness of self and others, non-judgmental acceptance and non-reactivity were 0.69, 0.83, 0.69 and 0.72, respectively. The interpersonal mindfulness scale showed a significant positive correlation with the basic empathy scale (0.429) and a negative correlation with psychological distress (-0.356). Based on the obtained results, interpersonal mindfulness can have positive relationship consequences in interpersonal interactions. In general, the Iranian version of the interpersonal mindfulness scale showed a 4-factor structure and good reliability and validity, and it can be used in various research.
Albiero, P. Matricardi, G. Speltri, D. Toso, D. (2009). The assessment of empathy in adolescence: A contri- bution to the Italian validation of the Basic Empathy Scale. Journal of Adolescence, 32(2), 393-408.
Baer, R. A., Smith, G. T., Hopkins, J., Krietemeyer, J., & Toney, L. (2006). Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness. Assess- ment, 13(1), 27–45.
Barnes, S., Brown, K. W., Krusemark, E., Campbell, W. K., & Rogge, R. D. (2007). The role of mindfulness in romantic relationship satisfaction and responses to relationship stress. Journal of Marital and Family Therapy, 33(4), 482-500.
Barani, H., & Fadzalepour, M)2021( ..The relationship between mindfulness and social security: the mediat- ing role of self-deception. Journal of Developmental Psychology: Iranian Psychologists, 17(68), 405-416. [In Persian].
Berry, D. R., Cairo, A. H., Goodman, R. J., Quaglia, J. T., Green, J. D., & Brown, K. W. (2018). Mindful- ness increases prosocial responses toward ostracized strangers through empathic concern. Journal of Ex- perimental Psychology, 147(1), 93110 -.
Bishop, S. R., Lau, M., Shapiro, S., Carlson, L., Ander- son, N. D., Carmody, J., & Devins, G. (2004). Mind- fulness: A proposed operational definition. Clinical Psychology, Science and Practice, 11(3), 230–241.
Brown, K. W., Ryan, R. M., & Creswell, J. D. (2007). Mindfulness: Theoretical foundations and evidence for its salutary effects. Psychological Inquiry, 18(4), .237–211
Burgoon, J. K., Berger, C. R., & Waldron, V. R. (2000). Mindfulness and interpersonal communication. Jour- nal of Social Issues, 56(1), 105– 127.
Chalmers, R. A., Pratscher, S. D., Bettencourt, B. A., & Medvedev, O. N. (2021). Applying generalizability
3. autobiographical memory 4. evaluations of self-criticism
theory to diferentiate between trait and state in the Interpersonal Mindfulness Scale (IMS). Mindfulness, .622–613 ,)3(12
Cheung, R. Y., & Ng, M. C. (2019). Mindfulness and symptoms of depression and anxiety: The underlying roles of awareness, acceptance, impulse control, and emotion regulation. Mindfulness, 10(6), 1124-1135.
Cooper, D., Yap, K., & O’Brien, M. (2020). Mindful- ness and empathy among counseling and psycho- therapy professionals: A systematic review and meta- analysis. Mindfulness, 11(10), 2243-2257.
Dehkordian, P., Hamid, N., Beshlideh, K., & Meh- rabizade honarmand, M. (2017). The efectiveness of mindful parenting, social thinking and exercise on quality of life in ADHD children. International Jour- nal of Pediatrics, 5(2), 4295–4302. [In Persian].
Donald, J. N., Sahdra, B. K., Van Zanden, B., Du- ineveld, J. J., Atkins, P. W., Marshall, S. L., & Ciarro- chi, J. (2019). Does your mindfulness benefit others? A systematic review and meta‐analysis of the link be- tween mindfulness and prosocial behaviour. British Journal of Psychology, 110(1), 101-125.
Duncan, L. G., Coatsworth, J. D., & Greenberg, M. T. (2009). A model of mindful parenting: Implica- tions for parent–child relationships and prevention research. Clinical Child and Family Psychology Re- view, 1(2)33-43.
Frank, J. L., Jennings, P. A., & Greenberg, M. T. (2016). Validation of the Mindfulness in Teaching Scale. Mindfulness, 7(1), 155–163.
Fulton, C., & Cashwell, C. S. (2015). Mindfulness- based awareness and compassion: Predictors of counselor empathy and anxiety. Counselor Educa- tion and Supervision, 54(2), 122–133.
Furukawa, T. A., Kessler, R. C., Slade, T., & Andrews, G. (2003). The performance of the K6 and K10 screening scales for psychological distress in the Australian national survey of mental health and well- being. Psychological Medicine, 33(2), 357-362.
Gannon, M., Mackenzie, M., Kaltenbach, K., & Aba- temarco, D. (2017). Impact of mindfulness-based pa- renting on women in treatment for opioid use disor- der. Journal of Addiction Medicine, 11(5), 368–376.
Gjersing L ,Caplehorn JR, Clausen T. (2010). Crosscul-
tural adaptation of research instruments: language, setting, time and statistical considerations. Medical Research Methodology, 10(1), 1-10.
Hoopes, J. B. (2009). Acceptance and interpersonal functioning: Testing mindfulness models of empathy. The University of Texas at Austin.
Huston, D. C., Garland, E. L., & Farb, N. A. (2011). Mechanisms of mindfulness in communication train- ing. Journal of Applied Communication Research, .421–406 ,)4(39
Ivanovski, B & Malhi, G. S. (2007). The psychological and neurophysiological concomitants of mindfulness forms of meditation. Acta Neuropsychiatrica, 19(22), .76-91
Jafari, M. A., Nooroozi, Z., & Foolad Chang, M. (2017). The study of factor structure, reliability and validity of Basic Empathy Scale: Persian form. Journal of Educational Psychology Studies, 14(25), 23-38. [In Persian].
Jolliffe, D. & Farrington, D. P. (2006). Development and validation of Basic Empathy Scale. Journal of Adolescence, 29(4), 589-611.
Kabat-Zinn, J. (1994). Wherever you go, there you are. New York: Hyperion.
Karremans, J. C., Schellekens, M. P., & Kappen, G. (2017). Bridging the sciences of mindfulness and romantic relationships: A theoretical model and re- search agenda. Personality and Social Psychology Review, 21(1), 29–49.
Kessler, R. C., Andrews, G., Colpe, L. J., Hiripi, E., Mroczek, D. K., Normand, S. L., & Zaslavsky, A. M. (2002). Short screening scales to monitor population prevalences and trends in non-specific psychological distress. Psychological Medicine, 32(6), 959-976.
Khoury, B., Knäuper, B., Pagnini, F., Trent, N., Chiesa, A., & Carrière, K. (2017). Embodied mindfulness. Mindfulness, 8(5), 1160–1171.
Khoury, B., Knäuper, B., Schlosser, M., Knäuper, B., Carrière, K., & Chiesa, A. (2017). Efectiveness of tra- ditional meditation retreats: A systematic review and meta-analysis. Journal of Psychosomatic Research, .25–16 ,)10(92
Kimmes, J. G., Jaurequi, M. E., May, R. W., Srivastava, S., & Fincham, F. D. (2018). Mindfulness in the con-
text of romantic relationships: Initial development and validation of the Relationship Mindfulness Mea- sure. Journal of Marital and Family Therapy, 44(4), .589–575
Kok, B. E., & Singer, T. (2017). Effects of contempla- tive dyads on engagement and perceived social con- nectedness over 9 months omental training: A ran- domized clinical trial. American Medical Association Psychiatry, 74(2), 126–134.
Kuhn, R., Bradbury, T. N., Nussbeck, F. W., & Boden- mann, G. (2018). The power of listening: Lending an ear to the partner during dyadic coping conversations. Journal of Family Psychology 10(2), 334-345.
Lenger, K. A., Gordon, C. L., & Nguyen, S. P. (2017). Intra-individual and cross-partner associations be- tween the five facets of mindfulness and relationship satisfaction. Mindfulness, 8(1), 171–180.
Mayer, B., Polak, M. G., & Remmerswaal, D. (2019). Mindfulness, interpretation bias, and levels of anxi- ety and depression: Two mediation studies. Mindful- ness, 10(1), 55-65.
McCafrey, S., Reitman, D., & Black, R. (2017). Mind- fulness in Parenting Questionnaire (MIPQ): Devel- opment and validation of a measure of mindful par- enting. Mindfulness, 8(1), 232–246
Medvedev, O. N., Pratscher, S. D., & Bettencourt, A. (2020). Psychometric evaluation of the Interpersonal Mindfulness Scale using Rasch analysis. Mindful- ness, 11(8), 2007–2015.
Morton, M. L., Helminen, E. C., & Felver, J. C. (2020). A systematic review of mindfulness interventions on psychophysiological responses to acute stress. Mind- fulness, 11(9), 2039-2054.
Parker, S. C., Nelson, B. W., Epel, E. S., & Siegel, D. J. (2015). The science of presence: A central media- tor of the interpersonal benefits. New York: Guilford Press.
Potharst, E. S., Aktar, E., Rexwinkel, M., Rigterink, M., & Bögels, S. M. (2017). Mindful with your baby: Feasibility, acceptability, and efects of a mindful par- enting group training for mothers and their babies in a mental health context. Mindfulness, 8(5), 1236–1250.
Pratscher, S. D., Rose, A. J., Markovitz, L., & Betten- court, A. (2018). Interpersonal mindfulness: Investi- gating mindfulness in interpersonal interactions, co- rumination and friendship quality. Mindfulness, 9(4), .1215–1206
Pratscher, S. D., Wood, P. K., King, L. A., & Betten- court, B. A. (2019). Interpersonal Mindfulness Scale: Development and initial construct validation. Mind- fulness, 10(6), 1044–1061.
Reis, H. T., Lemay, E. P., & Finkenauer, C. (2017). To- ward understanding understanding: The importance of feeling understood in relationships. Social and Personality Psychology Compass, 11(3), 223-245.
Shapiro, S. L., Carlson, L. E., Astin, J. A., & Freedman, B. (2006). Mechanisms of mindfulness. Journal of Clinical Psychology, 62 (3), 373-386.
Townshend, K., Jordan, Z., Stephenson, M., & Tsey, K. (2016). The efectiveness of mindful parenting pro- grams in promoting parents’ and children’s wellbe- ing: A systematic review. Database of Systematic Re- views and Implementation Reports, 14(3), 139–180.
Turpyn, C. C., & Chaplin, T. M. (2016). Mindful parent- ing and parents’ emotion expression: Effects on ado- lescent risk behaviors. Mindfulness, 7(1), 246–254.
Yaghubi, H. (2016). Psychometric properties of the 10 questions version of the Kessler Psychological Dis- tress Scale (K-10). Applied Psychological Research Quarterly, 6(4), 45-57. [In Persian].
Zarei, S, & Gravand, H. (2021). Mindfulness and sleep quality in adolescents: The mediating role of rumina- tion. Journal of Developmental Psychology: Iranian Psychologists, 18(70), 199-210. [In Persian].
ویژگی‌های روان‌سنجی نسخۀ فارسی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی
Psychometric Properties of the Persian Version of the Interpersonal Mindfulness Scale
محسن محمدپور* دانشجوی دکتری روان شناسی بالینی دانشگاه علوم پزشکی ایران، تهران
| سمیه پورشمس دانشجوی کارشناسی‌ارشد روان شناسی بالینی دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب
| Somayeh Pourshams M.A student of clinical psychology Islamic Azad University of South Tehran
| Mohsen Mohammadpour PhD. Candidate clinical psychology Iran University of Medical Science
|
سمیرا مرادی دانشجوی کارشناسی‌ارشد روان شناسی بالینی دانشگاه علوم پزشکی کرمانشاه | بهاره مرادحاصل کارشناسی‌ارشد روان شناسی شخصیت دانشگاه آزاد اسلامی، واحد تهران جنوب
| Bahareh Moradhasel M.A student of personality psychology Islamic Azad University of South Tehran | Samira Moradi M.A of in clinical psychology Kermanshah University of Medical Science
|
مرضیه کلیوند کارشناسی‌ارشد روان شناسی، دانشگاه لرستان، خرم‌آباد | Marzieh Kolivand M.A of psychology, University of Khoram Abad, Lorestan | ||
چکیده
هدف این پژوهش بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخۀ فارسی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی بود. روش پژوهش توصیفی- همبستگی و جامعۀ آماری افراد مراجعهکننده به بیمارستان رسول اکرم (ص) شهر تهران در بازۀ زمانی مهر و آبان 1401 بود. 321 نفر به روش نمونه‌برداری دردسترس انتخاب و به مقیاس‌های ذهن‌آگاهی بین‌فردی (پراتشر، رز، مارکوتیز و بتنکورت، 2019)، همدلی اساسی (جولیف و فارینگتون، 2006) و پریشانی روانشناختی کسلر (کسلر و دیگران، 2002) پاسخ دادند. برای تحلیل داده‌ها از روش همسانی درونی به شیوۀ آلفای کرونباخ و برای روایی سازه از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. نتایج نشان داد ضریب آلفای کرونباخ برای نمرۀ کل مقیاس 87/0 و برای زیرمؤلفههای حضور، آگاهی نسبت به خود و دیگری، پذیرش غیرقضاوتی و غیرواکنشی بودن بهترتیب 69/0، 83/0، 69/0 و 72/0 بود. مقیاس ذهن‌آگاهی بین فردی با مقیاس همدلی اساسی، همبستگی مثبت معنادار و با پریشانی روانشناختی، همبستگی منفی داشت. بر اساس نتایج بهدست آمده نسخۀ ایرانی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی ساختار چهارعاملی و اعتبار و روایی مناسبی را نشان داد و در پژوهش‌های مختلف میتوان از آن برای سنجش ذهن‌آگاهی در تعامل‌های بین‌فردی استفاده کرد.
واژه‌های کلیدی: مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی، تحلیل عاملی تأییدی، اعتبار و روایی
T |
the aim of the study was to investigate the psychometric properties of the Persian version of the Interpersonal Mindfulness Scale. The method of descriptive-correlation research and the statistical population included all the people of Tehran who were referred to Rasul Akram Hospital in October and November of 1401. 321 people were selected by the available sampling method. Participants completed the Interpersonal Mindfulness Scale (Pratscher, Wood, King & Bettencourt. 2019), Basic Empathy Scale (Farrington, 2006), and Kessler's Psychological Distress Scale (Kessler et al., 2002 to examine convergent and divergent validity. For data analysis, the internal consistency method was used using Cronbach's alpha method, and for construct validity, confirmatory factor analysis was used. The results of factor analysis showed that the Cronbach's alpha coefficient for the total score of the scale was 0.87 and for the sub-components of presence, awareness of self and others, non-judgmental acceptance and non-reactivity were 0.69, 0.83, 0.69 and 0.72, respectively. The interpersonal mindfulness scale showed a significant positive correlation with the basic empathy scale (0.429) and a negative correlation with psychological distress (-0.356). Based on the obtained results, interpersonal mindfulness can have positive relationship consequences in interpersonal interactions. Overall, the Iranian version of the Interpersonal Mindfulness Scale showed a 4-factor structure and good reliability and validity, and it can be used in various research.
Keywords: interpersonal mindfulness scale, confirmatory factor analysis, reliability, validity
Contact information: mohammadpour5711@gmail.com
تاریخ دریافت: ۱۲/۰۲/۱۴۰۱ received: 02/05/2022
تاریخ پذیرش: ۲۰/۰۲/۱۴۰۲accepted: 10/05/2023
مقدمه
مفهوم‌سازی ذهن‌آگاهی در دیدگاه‌های شرقی یا غربی به صراحت به بُعد بین فردی/ اجتماعی اشاره نمی‌کند، اما مکانیزم‌های توجه و آگاهی در این تعاریف فرایندهای درونی (مانند احساس‌ها بدنی) و محرک‌های بیرونی (مانند تعامل‌های بین‌فردی/ اجتماعی) را دربرمی‌گیرد (پنینی و دیگران، ۲۰۱۷؛ ترنت و دیگران، ۲۰۱۷). بررسی‌های در حال گسترش در قلمرو ذهن‌آگاهی1 در درجۀ اول بر روی افراد متمرکز شده اما، داده بسیار اندکی در مورد ذهن‌آگاهی در بافت بین‌فردی، مشاهده شده است. مراقبه رسمی2 اغلب یک تمرین درونی و انفرادی است که برای پرورش ذهن‌آگاهی اتخاذ می‌شود، اما ثمرۀ این تمرین آوردن کیفیت وجودی به زندگی روزمره است (کاباتزین، ۱۹۹۴). انبوهی از تعامل‌های بین‌فردی که در زندگی روزمره رخ می‌دهد فرصت‌هایی را برای افراد فراهم می‌کند تا در این مبادلات ذهن آگاه باشند. ذهن‌آگاهی معمولاً به عنوان توجه به یک شیوه خاص " عمدی، در لحظه حال، و بدون قضاوت" تعریف می‌شود (کاباتزین، ۱۹۹۴). ذهن‌آگاهی جنبه‌ای از آگاهی است که شامل آگاهی باز و پذیرا از افکار، احساس‌ها، عواطف و احساس‌هایی است که در درون خود ایجاد می‌شود بدون اینکه واکنشی نشان دهد یا زیر نفوذ آنها قرار گیرد (بیشاپ و دیگران، ۲۰۰۴). با توجه به اینکه ذهن‌آگاهی حداقل تا حدودی مستلزم آگاهی از تجارب خود است، پژوهش‌های زیادی تا به امروز بر روابط با متغیرهای درون‌فردی (مانند سازگاری روانی3) متمرکز شده است (بایر، اسمیت، هاپکینز، کریتمیر و تونی، ۲۰۰۶). با این وجود، علاقه فزاینده‌ای به این موضوع وجود دارد که چگونه ذهن‌آگاهی ممکن است بر عملکرد بین‌فردی تأثیر بگذارد. ذهن‌آگاهی نه تنها میتواند برای روابط اجتماعی سودمند باشد (ارمنز، شلکنز و کاپن ،۲۰۱۷؛ مایر، پولک و ریمیرسوال، ۲۰۱۹)، بلکه در زمینۀ تعامل‌های اجتماعی نیز اعمال می‌شود (کک و سینگر، ۲۰۱۷؛ مایر و دیگران، ۲۰۱۹). هوشیاربودن در حین تعامل با دیگران احتمالاً ارتباط‌های مؤثر را تقویت می‌کند که برای عملکرد سالم در روابط نزدیک، از جمله دوستی، حیاتی است (ایوانفسکی و ملهی، ۲۰۰۷؛ برگون، برگر و والدرن، ۲۰۰۰).
ذهن‌آگاهی میتواند بهشیوههای مختلف در تعامل‌های بین‌فردی ظاهر شود. شاید قابل مشاهده‌ترین مثال، توجه به شخص دیگری باشد که در حال صحبت است. این حضور آگاهانه، یا خودنظمجویی4 گوشدادن، به ما اجازه می‌دهد تا ساختارهای محدودکننده را مانند پاسخ‌های هیجانی5 ریشه‌دار بر اساس تجربه‌های گذشته، ناتوانی در شنیدن دقیق آنچه کسی می‌گوید بر اساس پیش‌بینی آنچه که انتظار می‌رود و تعبیر نادرست نشانههای هیجانی6 به دلیل روایت درونی مداوم که توانایی دیدن واضح را تحریف و اشتباه می‌کند، آزاد کند (پارکر، نلسون، ایپل و سیژل، ۲۰۱۵). یکی از شناخته‌شده‌ترین کاربردهای بین‌فردی ذهن‌آگاهی، والدگری ذهن‌آگاه است که به توانایی آوردن آگاهی بدون قضاوت و حال‌محور به تعامل‌های والد-کودک و تجربه‌های والدین اشاره دارد (دونکن، کوستورت و گرینبرگ ، ۲۰۰۹). بررسی‌ها نشان داده است که آموزش در تربیت آگاهانه کیفیت رفتارهای والدین را بهبود می‌بخشد (گنون، مکنزی، کالتن‌باخ و ابیتمارکو، ۲۰۱۷؛ مورتون، هلمینن و فلور، ۲۰۲۰)، تنیدگی والدین را کاهش می‌دهد و همچنین کیفیت روابط والدین-نوجوان و مهارت‌های اجتماعی را بهبود می‌بخشد و کیفیت زندگی کودکان و علائم آسیب‌شناسی روانی کودکان و رفتارهای مشکل‌زا از جمله رفتارهای پرخاشگرانه را کاهش می‌دهد (دهکردیان، حمید، بشلیده و محرابی‌زاده هنرمند، ۲۰۱۷). در یک پژوهش اخیر، تأثیر مثبت آموزش والدگری توجه‌آگاهانه با مادران و نوزادان، هم بر مادر و هم بر نوزادان نشان داده شد (پوتارست، اکتر، رکسوینکل، ریگترینک و بوگلز ،۲۰۱۷؛ تاونشند، جردن، استفنسون و تسی، ۲۰۱۶). نخستین کوشش برای مفهوم‌سازی ذهن‌آگاهی بین‌فردی توسط دانکن و دیگران (2009) انجام شد و آن را براساس پنج بُعد تعریف کرد: ۱) گوشدادن با توجه کامل به دیگران، ۲) آگاهی متمرکز برحال از احساس‌های تجربهشده توسط خود و دیگران در طول تعامل، ۳) باز بودن و پذیرش افکار و احساس‌های دیگران، ۴) خودنظمجویی (از جمله واکنش‌پذیری کم و خودکار بودن در پاسخ به رفتارهای روزمره دیگران)، و ۵) شفقت7 برای خود و دیگران (دونکن و دیگران، ۲۰۰۹). در راستای این مفهوم‌سازی نظری، یک ابزار ۳۱ مادّهای ذهن‌آگاهی بین‌فردی در والدگری که با این مدل نظری هم‌راستا است، گسترش یافته است (دانکن و دیگران، ۲۰۰۹). این مقیاس برای بررسی آثار والدگری ذهن‌آگاه ایجاد شد و دارای پنجبُعد (الف) گوشدادن با توجه کامل، ب) پذیرش بدون قضاوت خود و فرزند، ج) آگاهی هیجانی از خود و کودک، (د) خودنظمجویی در روابط والدین و (ه) شفقت برای خود و کودک است. اخیراً، یک ابزار دوبُعدی ۲۸ مادّهای قوی‌تر از نظر روش‌شناختی (یعنی نظم و انضباط ذهنی والدین و حضور در لحظه با کودک) در مورد والدگری ذهن‌آگاه با عنوان پرسشنامۀ ذهن‌آگاهی در والدگری8 ساخته و تأیید شده است (مک‌کفری، ریتمن و بلک، ۲۰۱۷). همچنین یک ابزار دوبُعدی ۲۰ مادَّه‌ای با عنوان مقیاس ذهن‌آگاهی در آموزش9 که ذهن‌آگاهی درون‌فردی و بین‌فردی را در بین معلمان ارزیابی می‌کند (فرنک، جنینگ و گرینبرگ، ۲۰۱۶) و یک مقیاس ۵ مادَّه‌ای تک‌بُعدی از ذهن‌آگاهی در زمینۀ روابط عاشقانه10 (کیمز، جورکی، می، سریواستاوا و فینشام، ۲۰۱۸) نیز ابداع شده است. براساس مفهوم‌سازی ذهن‌آگاهی بین‌فردی دانکن و دیگران (۲۰۰۹)، پراتشر و دیگران (۲۰۱۹) اولین ابزار ویژه غیرزمینه‌ای، یعنی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی11 را توسعه دادند که مؤلفۀ شفقت را نیز مستثنی می‌کند. هدف آنها ایجاد ابزاری بود که بهطور خاص بر روی ذهن‌آگاهی در چهارچوب تعامل‌های بین‌فردی متمرکز باشد. پراتشر و دیگران (۲۰۱۹) در مجموعه‌ای از پژوهشها ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی را بررسی کردند. در پژوهش اول، فرایند تولید مادّهها، توسعۀ مقیاس و اصلاح مقیاس را شرح دادند. در پژوهش دوم ثبات زمانی و در پژوهش سوم همبستگی بین نمره‌های مقیاس مورد نظر و خودگزارش‌دهی‌های از تمرین‌های مراقبه را در نمونه‌ای از تمرین‌کنندگان مراقبه بررسی کردند. در نهایت برای ارائه شواهد بیشتر از روایی سازه مقیاس، در پژوهش چهارم همبستگی این مقیاس را با سایر مقیاس‌های نظری مرتبط مورد بررسی قرار دادند. این پژوهشها از اعتبار و سودمندی بالقوۀ آن حمایت کردند (پراتشر و دیگران ۲۰۱۹؛ شالمرز، پراتشر، بتنکورت و مدودو، ۲۰۲۱؛ مدودو، پراتشر، بتنکورت ،۲۰۲۰). بنابراین در مجموع با توجه به افزایش علاقه به آثار بین‌فردی و رابطه‌ای ذهن‌آگاهی و مفهوم ذهن‌آگاهی بین‌فردی از یکسو و توجه به تفاوت‌های فرهنگی مختلف در بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی ابزارهای جدید از سوی دیگر، این پژوهش با هدف بررسی ساختار عاملی و اعتبار و روایی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی در جمعیت عادی شهر تهران انجام شد.
روش
این پژوهش مقطعی و از نوع روان‌سنجی و جامعه آماری پژوهش جمعیت عمومی مراجعهکننده به بیمارستان رسول اکرم (ص) شهر تهران بود که در بازۀ زمانی مهر تا آبان 1401 به این مرکز مراجعه کرده بودند. روش نمونه‌برداری به صورت در دسترس بود. معیار ورود به پژوهش افراد بالای 18 سال با توانایی خواندن و نوشتن و معیار خروج نیز پاسخ‌های ناقص و تصادفی به مادّه‌های مقیاس تعیین شد. پرسشنامه‌ها با توضیح‌های لازم در اختیار شرکت‌کنندگان قرار گرفت و از 345 پرسشنامه‌ها تکمیلشده، 24 پرسشنامه بهدلیل ناقص و تصادفیبودن پاسخها کنار گذاشته شدند و نتايج 321 نفر تحليل شد. این مقیاس براساس رهنمودهای لازم برای هنجاریابی ابزارها در فرهنگ‌های مختلف انجام شده است (جیرسینگ، کاپلهرن و کلازن، ۲۰۱۰). بر این اساس، ابتدا نسخۀ اصلی ذهن‌آگاهی بین‌فردی توسط چند نفر از اساتید و دانشجویان دکتری روانشناسی بالینی از انگلیسی به فارسی ترجمه شد. سپس دو نفر از متخصصان بهداشت روانی که به زبان انگلیسی و فارسی مسلط بودند آن را از فارسی به انگلیسی ترجمه کردند. در مرحلۀ بعد، ترجمۀ نهایی توسط نویسندگان برای قابل فهم بودن مقیاس بررسی شد و در یک پژوهش مقدماتی مقیاس روی 20 نفر اجرا و مشکل‌های آن اصلاح شد. این پژوهش روی 321 نفر از جمعیت بزرگسال با میانگین سنی۲۳/۷ ± ۰۹/۲۹ انجام شد.
برای تحلیل داده‌ها از همبستگی پیرسون و بهمنظور بررسی همسانی درونی از روش آلفای کرونباخ استفاده شد. برای جمع‌آوری داده‌ها از ابزارهای زیر استفاده شد.
مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی12 (پراتشر و دیگران، 2019). این مقیاس یک ابزار خودگزارش‌دهی 27 مادّهای از ذهن‌آگاهی بین‌فردی است. بررسی‌های قبلی چهارعامل را شناسایی کردند: حضور13، بهعنوان مثال، "وقتی با شخص دیگری صحبت می‌کنم، کاملا درگیر گفتوگو هستم"، آگاهی از خود و دیگران14، بهعنوان مثال، "من از حالات و لحن صدای دیگران آگاه هستم. در حالی که به آنها گوش می‌دهم،"پذیرش غیرقضاوتی15"، بهعنوان مثال، "من با دقت به صحبت‌های افراد دیگر گوش می‌دهم، حتی زمانی که با آنها مخالفم" و غیرواکنشی16، بهعنوان مثال، "من برای شکل دادن به افکارم قبل از صحبت زمان می‌گذارم." پاسخ‌دهندگان در مقیاس 5 درجه‌ای لیکرت از 1 (تقریباً هرگز) تا 5 (تقریباً همیشه) به مادّهها پاسخ می‌دهند. مادّه‌‌هایی که دارای عبارت منفی (5، 10، 13، 17 و 21) هستند، قبل از تحلیل داده‌ها معکوس می‌شوند. در پژوهش اصلی پراتشر و دیگران (2019) ویژگی‌های روان‌سنجی این مقیاس مناسب گزارش شده است؛ ضرایب آلفای کرونباخ برای زیرمؤلفههای حضور، آگاهی از خود و دیگران، پذیرش غیرقضاوتی و غیر واکنشی بهترتیب 78/0، 84/0، 65/0، 73/0 و برای نمره کل ذهن‌آگاهی بین‌فردی 89/0 گزارش شده است. برای بررسی روایی همگرا همبستگی بین نمرۀ کل ذهن‌آگاهی بین فردی و پرسشنامهٔ ذهن‌آگاه17 در سه نمونۀ مختلف 60/0، 52/0 و 45/0 بهدست آمد. همچنین در بررسی روایی واگرا، همبستگی نمرۀ کل ذهن‌آگاهی بین فردی با ناگویی هیجانی18 51/0- گزارش شد که نشان‌دهندۀ تمایز مناسب آن است (پراتشر، رز، مارکوویتز و بتنکورت، ۲۰۱۸).
مقیاس پریشانی روانشناختی19 (کسلر و دیگران، 2002(. مقیاس‌های پریشانی روانشناختی ویژه شناسایی اختلال‌های روانی در جمعیت عمومی به دو صورت 10 مادّهای و 6 مادّهای تدوین شده و در بررسی‌های مختلف مورد استفاده قرار گرفته است (کسلر و دیگران، 2002). پاسخها برمبنای لیکرت پنجدرجهای از هیچ‌وقت (نمرۀ صفر) تا همیشه (نمرۀ 4) نمره‌گذاری می‌شود. فرم 10 مادّهای اختلال روانشناختی خاصی را هدف قرار نمی‌دهد، اما در مجموع سطح اضطراب و علایم افسردگی را که فرد طی چند هفته اخیر تجربه کرده، مشخص می‌کند. کسلر و دیگران برای ساختن این مقیاس ابتدا 5 هزار مادّه را از منابع مختلف گردآوری و طبقه‌بندی کردند و پس از طبقه‌بندی آنها بر اساس اختلال‌های روانی موجود، تعداد مادّهها را به 45 و سپس به 32 مادّه کاهش یافت. با اجرای اولیۀ مقیاس بهشکل تلفنی و انجام تحلیل‌های آماری توانستند نسخه‌های 6 و 10 مادّهای را استخراج کنند (کسلر و دیگران، ۲۰۰۲). بررسی‌های مختلف فوروکاوا و دیگران (2003) نشان داده‌اند که مقیاس 10 K-از اعتبار و روایی مطلوبی برخوردار است (فروکاوا، کسلر، اسلید و اندرو، ۲۰۰۳). در ایران یعقوبی (2016) ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس را 93/0 و ضریب اعتبار دونیمه‌سازی آن را 91/0 گزارش کرد.
مقیاس همدلی اساسی20 (جولیف و فارینگتون، 2006). این مقیاس دارای 20 مادّه و دو زیرمقیاس هیجانی21 و شناختی22 است. زیرمقیاس هیجانی از 11 مادّه (مادّه‌های 1،2، 4، 5، 7، 8، 11، 13، 15، 17، 18) و زیرمقیاس شناختی از 9 مادّه (3، 6، 9، 10، 1 2، 14، 16، 19، 20) تشکیل شده است. این ابزار از نوع مقیاس لیکرت 5 گزینه‌ای است و از کاملا مخالفم (نمرۀ 1) تا کاملا موافقم (نمرۀ5) پاسخ داده می‌شود. مادّه‌های 1، 6، 7، 8، 13، 18، 19 و20 بهصورت معکوس نمره‌گذاری می‌شوند. در پژوهش جولیف و فارینگتون (2006) ضریب آلفای کرونباخ مقیاس همدلی اساسی برای کل مقیاس 66/0 و برای زیرمقیاس شناختی و هیجانی به ترتیب 79/0 و 85/0 بهدست آمد. آلبریو، ماتریکارتی، اسپلتری و توسو (۲۰۰9)، آزمون همدلی اساسی را با شاخص کنش‌ورزی بین‌شخصی23 (دیویس24، ۱۹۸۰) و مقیاس جامعه‌پسند25 (کاپرا26، استکا27، زلی28 و کاپانا29، ۲۰۰۵) همگرا کردند و همبستگی بالایی را بهدست آوردند. در نمونۀ ایرانی ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس و دوبُعد هیجانی و شناختی بهترتیب 84/0، 78/0 و 74/0 گزارش شده است. در تحلیل عاملی اکتشافی به روش مؤلفه‌های اصلی از 20 مادّه، دو مادّۀ 4 و 15 بهدلیل بار عاملی زیر 30/0 حذف و مادّۀ 5 از بُعد هیجانی به بُعد شناختی انتقال داده شد. برای بررسی روایی از همبستگی زیر‌مقیاس‌ها با نمرۀ کل استفاده شد و ضرایب زیرمقیاس هیجانی و زیرمقیاس شناختی بهترتیب 87/۰ و 88/۰ بهدست آمد (جعفری، نوروزی و فولادچنگ، ۲۰۱۷).
یافته‌ها
بهمنظور محاسبۀ اعتبار ابزار از روش همسانی درونی استفاده شد. همسانی درونی به روش آلفای کرونباخ برای کل مقیاس برابر با 87/0 بود و برای مؤلفه‌های حضور، آگاهی به خود و دیگری، پذیرش غیرقضاوتی و غیرواکنشی بودن بهترتیب 69/0، 83/0، 69/0 و 72/0 بهدست آمد. همانطور که در جدول 2 نشان داده شده است همۀ مادّهها در صورت حذف باعث کاهش میزان آلفا می‌شوند که نشان‌دهندۀ این امر است که تمامی مادّهها مناسباند.
جدول 2
میانگین، واریانس و همبستگی هر مادّه با نمرۀ کل و ضرایب آلفا در صورت حذف مادّه
مادّه | میانگین مقیاس در صورت حذف ماده | واریانس مقیاس در صورت حذف ماده | همبستگی مادّه با نمرۀ کل | آلفای کرونباخ در صورت حذف ماده | |
1 | ۵۸۵۷/۹۳ | 135/062 | /۰450 | /۰867 | |
2 | ۸۳۸۰/۹۳ | 136/030 | /۰382 | /۰868 | |
3 | ۵۰۴۷/۹۳ | 134/707 | /۰458 | /۰866 | |
4 | 94/2523 | 135/727 | /۰358 | /۰869 | |
5 | 94/2648 | 135/420 | /۰364 | /۰869 | |
6 | 94/3053 | 134/425 | /۰405 | /۰868 | |
7 | 93/9595 | 136/251 | /۰361 | /۰869 | |
| 93/9408 | 135/237 | /۰392 | /۰868 | |
9 | 93/8006 | 131/035 | /۰590 | /۰863 | |
10 | 94/5016 | 143/870 | -/007 | /۰881 | |
11 | 94/0405 | 132/126 | /۰516 | /۰865 | |
12 | 93/8505 | 131/309 | /۰538 | /۰864 | |
13 | 94/1558 | 137/244 | /۰309 | /۰870 | |
14 | 94/0436 | 135/479 | /۰427 | /۰867 | |
15 | 93/6916 | 133/583 | /۰569 | /۰864 | |
16 | 93/8162 | 132/619 | /۰525 | /۰864 | |
17 | 94/2274 | 136/970 | /۰283 | /۰871 | |
18 | 93/8318 | 133/140 | /۰560 | /۰864 | |
19 | 94/0249 | 136/406 | /۰376 | /۰868 | |
20 | 93/9315 | 134/389 | /۰423 | /۰867 | |
21 | 93/9159 | 135/021 | /۰382 | /۰868 | |
22 | 93/7508 | 132/931 | /۰558 | /۰864 | |
23 | 93/9159 | 135/171 | /۰508 | /۰865 | |
24 | 93/7664 | 134/655 | /۰516 | /۰865 | |
25 | 94/4735 | 138/306 | /۰275 | /۰871 | |
26 | 93/5857 | 135/050 | /۰498 | /۰866 | |
27 | 93/6044 | 134/015 | /۰491 | /۰865 |
به منظور تعیین روایی همگرا و واگرای مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی از مقیاس‌های همدلی اساسی (جولیف و فارینگتون، 2006) و پریشانی روانشناختی (کسلر و دیگران، 2002) استفاده شد. در جدول 3 همبستگی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی با مقیاس‌های همدلی اساسی (جولیف و فارینگتون، 2006) و پریشانی روانشناختی (کسلر و دیگران، 2002) نشان داده شده است.
جدول 3
همبستگی بین ذهن‌آگاهی بین‌فردی با همدلی اساسی و
پریشانی روانشناختی
متغیر | ذهن‌آگاهی بین‌فردی |
پریشانی روانشناختی | -/356** |
زیرمقیاس هیجانی | /۰297** |
زیرمقیاس شناختی | /۰475** |
همدلی اساسی | /۰429** |
01/0>P
همچنین بهمنظور تعیین روایی همگرا و واگرا از همبستگی عوامل با یکدیگر و مقیاس کلی استفاده شد که نتایج نشان داد همبستگی نمرۀ عوامل مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی با یکدیگر کوچکتر از همبستگی عوامل با نمرۀ کل مقیاس است. ضریب همبستگی ضعیف عوامل با یکدیگر نشان‌دهندۀ روایی واگرا و ضریب همبستگی قوی‌تر نمرۀ عوامل با نمرۀ کل آزمون، حاکی از روایی همگراست. در جدول 4 همبستگی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی با مؤلفه‌های آن آمده است.
جدول 4
همبستگی ذهن‌اگاهی بین فردی و ابعاد آن
ذهن‌آگاهی | 1 | 2 | 3 | 4 |
1. ذهن‌آگاهی بین فردی | - |
|
|
|
2. حضور | /۰591** | - |
|
|
3. آگاهی نسبت به خود و دیگران | /۰842** | /۰226** | - |
|
4. پذیرش غیرقضاوتی | /۰739** | /۰308** | /۰523** | - |
5. غیرواکنشی | /۰807** | /۰253** | /۰625** | /۰558** |
بهمنظور بررسی ساختار عامل مقیاس ذهن‌اگاهی بین‌فردی از روش تحلیل عاملی و بررسی بار عاملی هر یک از مادهها استفاده شد. مقادیر مربوط به شاخص کفایت نمونه‌برداری30 و ازمون بارتلت برای کفایت نمونه‌برداری محتوای پرسشنامه و کفایت ماتریس همبستگی برای تحلیل عامل نشان می‌دهدکه میزان کفایت نمونه‌گیری برابر با 87/0 و میزان آزمون بارتلت برابر با 13/2818 در سطح 000/0 P< معنادار است. پس از بررسی شاخص‌های کفایت نمونه‌برداری و آزمون بارتلت، ماتریس بار عاملی ساختار عامل مقیاس ذهن‌اگاهی بین‌فردی بررسی شد. یافته‌ها نشان داد که بار عاملی هر یک از مادّهها در سطح قابل قبولی قرار دارد.
به منظور بررسی روایی سازه از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد و شاخص‌های مربوط به تحلیل عامل تأییدی سطح معناداری مطلوبی دارند و مدل چهار عاملی از برازش خوبی برخوردار است (ریشۀ دوم واریانس خطای تقریب31، 41/2،
درجۀ آزادی 318 ، آزمون خی دو، 15/768).
بحث
این پژوهش با هدف تعیین ویژگی‌های ساختارعاملی، اعتبار و روایی نسخۀ فارسی مقیاس ذهن‌آگاهی بین‌فردی انجام شد. نتایج نشان داد که مقیاس ذهن‌آگاهی بین فردی دارای ساختار چهارعاملی و با ویژگی‌های روان‌سنجی مناسب و همسو با پژوهش اصلی پراتشر و دیگران (2019) است. همسانی درونی ذهن‌آگاهی بین‌فردی مناسب بود و آلفای کرونباخ کل آن 87/0 و زیرمؤلفههای آن بین 69/0 تا 83/0 بود. مادّه‌های 2، 5، 10، 13، 17، 21 و25 در زیر مؤلفه حضور، مادّه‌های 1، 7، 15، 16، 18، 19، 23، 24، 26، 27 در زیرمؤلفه آگاهی نسبت به خود و دیگری، مادّه‌های 3،9، 14، 20 در زیرمؤلفه پذیرش غیرقضاوتی و مادّه‌های 4، 6، 8، 11، 12، 22 در زیرمؤلفه غیرواکنشی بودن قرار گرفتند.
در این پژوهش برای بررسی روایی همگرا و واگرا بهترتیب از مقیاس‌های همدلی اساسی (جولیف و فارینگتون، 2006) و پریشانی روانشناختی (کسلر و دیگران، 2002) استفاده شد. در راستای روایی همگرا نتایج نشان داد بین ذهن‌آگاهی بین‌فردی (پراتشر و دیگران، 2019)، و همدلی اساسی (جولیف و فارینگتون، 2006) همبستگی مثبت معناداری وجود دارد. این یافته همسو با پژوهش اصلی است که نشان داد ذهن‌آگاهی بین‌فردی با همه متغیرهای بین‌فردی مانندل همدلی و گوشدادن فعال- همدلانه به استثنای اضطراب اجتماعی ارتباط مثبت معنادار دارد (پراتشر و دیگران، ۲۰۱۹). این یافته با پژوهش دیگر پراتشر و ديگران (201۸) که نشان دادند ذهن‌آگاهی بین‌فردی با کیفیت دوستی صمیمانه همبستگی مثبت دارد و یک پیش‌بینی‌کننده منحصر‌به‌فرد سازگاری بین‌فردی (کیفیت دوستی) است همسو است. شاپیرو و ديگران (2006) همدلی را بهعنوان کیفیت نگرشی ذهن‌آگاهی پیشنهاد کردند با این حال، ممکن است همدلی شامل توجه و مؤلفه‌های هیجانی مرتبط با فرایندهای ذهن‌آگاهی نیز باشد. سبک‌های تعامل مرتبط با ذهن‌آگاهی بین‌فردی ممکن است از ارتباطات بین‌فردی سالم و عملکرد روابط سازشیافته حمایت کند (براون و دیگران، ۲۰۰۷). وقتی فردی بهطور کامل در کنار دیگری حضور دارد و به دیگری اجازه می‌دهد تا بدون واکنش یا قضاوتکردن، خود را بیان کند، دیگری احتمالاً احساس مهم بودن و درک شدن می‌کند (کان و دیگران، ۲۰۱۸) که دو ویژگی ضروری برای روابط شاد، نزدیک و پاسخگو هستند. علاوه بر این، هوشیاربودن بین فردی ممکن است بهویژه در برخورد با پاسخ‌های هیجانی دشوار یا منفی در هنگام تعامل با دیگران مفید باشد (ریس و دیگران، ۲۰۱۷). بهعنوان مثال، در هنگام درگیری با شریک صمیمی، منجر به احساس‌های شدیدی (مانند خشم، تحقیر، حسادت) شوند که ممکن است واکنش‌های خودکار آزاردهنده‌ای ایجاد کنند، اما فردی که در طول چنین تعاملی هوشیار است، ممکن است بیشتر متوجه چنین احساس‌هایی شود و به طرز ماهرانهای پاسخ دهد (لنجر و دیگران، ۲۰۱۷). بنابراین، میتوان نتیجه گرفت که هوشیاربودن در خلال تعامل‌های بین‌فردی بهخودیخود بهویژه بهشیوههای بدون قضاوت و واکنشیبودن بر همدلبودن فرد تأثیر می‌گذارد.
همچنین پژوهشها نشان داده‌اند که ذهن‌آگاهی با دیدگاه همدلی شناختی32 ارتباط مثبت معنادار دارد اما با همدلی هیجانی ارتباط معنادار ندارد (کوپر و دیگران، ۲۰۲۰؛ فالتون و دیگران، ۲۰۱۵). این یافته‌ها با نتایج این پژوهش که نشان داد همدلی شناختی ارتباط مثبت و بالاتری نسبت به همدلی هیجانی با ذهن‌آگاهی بین‌فردی دارد، همسو است و در تبیین آن شاید بتوان گفت ذهن‌آگاهی رویآوردی فعال نسبت به خود است. بنابراین فرد با اینکه میتواند دیدگاه فرد دیگر را در نظر بگیرد و با او همدلی کند، اما نمی‌تواند احساس‌های او را همانطور که هست تجربه کند اما در ذهن‌آگاهی بین‌فردی چون ذهن‌آگاهی در طول تعامل‌های بین‌فردی و با توجه به لحظه حال در هنگام حضور شخص دیگر از جمله آگاهی از تجربه‌های درونی (احساس‌های بدنی، افکار، واکنش‌ها، خلق و خو و غیره) و تجربه‌های بیرونی (ارتباط کلامی و غیرکلامی، خلق ظاهری و غیره) است، میتواند علاوه بر در نظر گرفتن دیدگاه دیگری تا حدودی احساس‌های آن فرد را نیز تجربه کند (بری و دیگران، ۲۰۱۸؛ دونالد و دیگران، ۲۰۱۹؛ هوپس و دیگران، ۲۰۰۹).
در بررسی روایی واگرا نتایج نشان داد که ذهن‌آگاهی بین‌فردی با پریشانی روانشناختی دارای همبستگی منفی معنادارست. نتایج
پژوهش پارتشر و ديگران (2019) نیز نشان داد که ذهن‌آگاهی بین‌فردی با ناگویی خلقی و اضطراب، افسردگی و تنیدگی همبستگی منفی دارد. این یافته با بررسی‌های دیگر در این زمینه همسوست (شنگ و نگ، ۲۰۱۹؛ مایر، پولک و ریمیرسوال، ۲۰۱۹). این پژوهشها نشان داده‌اند که بین ذهن‌آگاهی و سلامت روانی و جسمانی همبستگی مثبت وجود دارد. بهعلاوه، سطوح ذهن‌آگاهی بهصورت معکوس، با هیجانهای منفی، همبستگی منفی دارد. به‌عبارت دیگر، هرچه سطح ذهن‌آگاهی بالا باشد، میزان هیجانهای منفی پایین خواهد بود و بالعکس. هم چنین ذهن‌آگاهی با تنیدگی ادراکشده و علایم اضطرابی و افسردگی همبستگی منفی دارد. در تبیین رابطه بین ذهن‌آگاهی با پریشانی روانشناختی، میتوان گفت که ذهن‌آگاهی بالاتر، افراد را قادر می‌سازد محتواهاي مخرب و الگوهاي عادتی ذهن را شناسایی کنند و اینگونه داده‌ها را به شیوهاي غیر قضاوتی مورد پردازش قرار دهند تا توانایی‌شان براي انتخاب بین گزینه‌هاي مختلف تسهیل شود (شنگ و دیگران، ۲۰۱9؛ مایر و دیگران، ۲۰۱۹). این رویکرد انعطاف‌پذیري فعالیت‌هاي شناختی را افزایش می‌دهد و نشخوار فکري33، بیش‌تعمیمی34 در حافظه سرگذشتی35 و ارزیابی‌هاي خود‌انتقادگرایانه36 را کاهش و فرایندهاي شناختی مفید مانند مشاهده‌گري غیرقضاوتی محتواهاي ذهنی را افزایش می‌دهد (ایوانفسکی و ملهی، ۲۰۰۷). ذهن‌آگاهی در تعامل‌های بین‌فردی به افراد کمک می‌کند تا موقعیت‌هایی را که باعث اضطراب و تنیدگی می‌شود، شناسایی کنند، شناخت بهتري نسبت به خود پیدا کنند، نقاط ضعف و قوت خود را بشناسند و سپس راهبردهاي مقابله‌اي لازم براي کنترل اضطراب و تنیدگی را دریافت کنند در نتیجه تنیدگی و اضطراب پیوسته کاهش می‌یابد (مورتون، هلمینن و فلور، ۲۰۲۰). درنهایت در تبیین این یافته میتوان گفت مؤلفه‌های ذهن‌آگاهی بین‌فردی مانند حضور و پذیرش غیرقضاوتی موجب می‌شوند که افراد درک کنند در تعامل‌های بین‌فردی هیجانهای منفی مثل اضطراب و تنیدگی میتواند رخ دهند اما این هیجانها دائمی نیستند و میتوان آنها را مشاهده کرد. همچنین
مؤلفۀ غیرواکنشیبودن به فرد این امکان را می‌دهد تا به جای آنکه به رویدادها به صورت غیرارادی و بی‌تأمل پاسخ دهد، لحظاتی بیاندیشد تا بتواند این هیجانها را تنظیم کنند.
این پژوهش دارای محدودیتی‌هایی بود که باید در نظر گرفته شوند. نخست اینکه پژوهش بر روی جمعیت کلی که بهلحاظ متغیرهای جمعیت‌شناختی دارای واریانس زیادی بودند اجرا شد. دوم اینکه نمونه‌برداری بهصورت در دسترس انجام شد که قابلیت تعمیم‌پذیری یافته‌ها را تضعیف می‌کند. بنابراین پیشنهاد می‌شود در پژوهشهاي آتي، نمونه‌ها از بين گروههاي متجانستر و با روش تصادفي انتخاب شوند.
منابع
Albiero, P. Matricardi, G. Speltri, D. Toso, D. (2009). The assessment of empathy in adolescence: A contribution to the Italian validation of the Basic Empathy Scale. Journal of Adolescence, 32(2), 393-408.
Baer, R. A., Smith, G. T., Hopkins, J., Krietemeyer, J., & Toney, L. (2006). Using self-report assessment methods to explore facets of mindfulness. Assessment, 13(1), 27–45.
Barnes, S., Brown, K. W., Krusemark, E., Campbell, W. K., & Rogge, R. D. (2007). The role of mindfulness in romantic relationship satisfaction and responses to relationship stress. Journal of Marital and Family Therapy, 33(4), 482-500.
Barani, H., & Fadzalepour, M. )2021(.The relationship between mindfulness and social security: the mediating role of self-deception. Journal of Developmental Psychology: Iranian Psychologists, 17(68), 405-416. [In Persian].
Berry, D. R., Cairo, A. H., Goodman, R. J., Quaglia, J. T., Green, J. D., & Brown, K. W. (2018). Mindfulness increases prosocial responses toward ostracized strangers through empathic concern. Journal of Experimental Psychology, 147(1), 93- 110.
Bishop, S. R., Lau, M., Shapiro, S., Carlson, L., Anderson, N. D., Carmody, J., & Devins, G. (2004). Mindfulness: A proposed operational definition. Clinical Psychology, Science and Practice, 11(3), 230–241.
Brown, K. W., Ryan, R. M., & Creswell, J. D. (2007). Mindfulness: Theoretical foundations and evidence for its salutary effects. Psychological Inquiry, 18(4), 211–237.
Burgoon, J. K., Berger, C. R., & Waldron, V. R. (2000). Mindfulness and interpersonal communication. Journal of Social Issues, 56(1), 105– 127.
Chalmers, R. A., Pratscher, S. D., Bettencourt, B. A., & Medvedev, O. N. (2021). Applying generalizability theory to diferentiate between trait and state in the Interpersonal Mindfulness Scale (IMS). Mindfulness, 12(3), 613–622.
Cheung, R. Y., & Ng, M. C. (2019). Mindfulness and symptoms of depression and anxiety: The underlying roles of awareness, acceptance, impulse control, and emotion regulation. Mindfulness, 10(6), 1124-1135.
Cooper, D., Yap, K., & O’Brien, M. (2020). Mindfulness and empathy among counseling and psychotherapy professionals: A systematic review and meta-analysis. Mindfulness, 11(10), 2243-2257.
Dehkordian, P., Hamid, N., Beshlideh, K., & Mehrabizade honarmand, M. (2017). The efectiveness of mindful parenting, social thinking and exercise on quality of life in ADHD children. International Journal of Pediatrics, 5(2), 4295–4302. [In Persian].
Donald, J. N., Sahdra, B. K., Van Zanden, B., Duineveld, J. J., Atkins, P. W., Marshall, S. L., & Ciarrochi, J. (2019). Does your mindfulness benefit others? A systematic review and meta‐analysis of the link between mindfulness and prosocial behaviour. British Journal of Psychology, 110(1), 101-125.
Duncan, L. G., Coatsworth, J. D., & Greenberg, M. T. (2009). A model of mindful parenting: Implications for parent–child relationships and prevention research. Clinical Child and Family Psychology Review, 1(2)33-43.
Frank, J. L., Jennings, P. A., & Greenberg, M. T. (2016). Validation of the Mindfulness in Teaching Scale. Mindfulness, 7(1), 155–163.
Fulton, C., & Cashwell, C. S. (2015). Mindfulness-based awareness and compassion: Predictors of counselor empathy and anxiety. Counselor Education and Supervision, 54(2), 122–133.
Furukawa, T. A., Kessler, R. C., Slade, T., & Andrews, G. (2003). The performance of the K6 and K10 screening scales for psychological distress in the Australian national survey of mental health and well-being. Psychological Medicine, 33(2), 357-362.
Gannon, M., Mackenzie, M., Kaltenbach, K., & Abatemarco, D. (2017). Impact of mindfulness-based parenting on women in treatment for opioid use disorder. Journal of Addiction Medicine, 11(5), 368–376.
Gjersing L ,Caplehorn JR, Clausen T. (2010). Crosscultural adaptation of research instruments: language, setting, time and statistical considerations. Medical Research Methodology, 10(1), 1-10.
Hoopes, J. B. (2009). Acceptance and interpersonal functioning: Testing mindfulness models of empathy. The University of Texas at Austin.
Huston, D. C., Garland, E. L., & Farb, N. A. (2011). Mechanisms of mindfulness in communication training. Journal of Applied Communication Research, 39(4), 406–421.
Ivanovski, B & Malhi, G. S. (2007). The psychological and neurophysiological concomitants of mindfulness forms of meditation. Acta Neuropsychiatrica, 19(22), 76-91.
Jafari, M. A., Nooroozi, Z., & Foolad Chang, M. (2017). The study of factor structure, reliability and validity of Basic Empathy Scale: Persian form. Journal of Educational Psychology Studies, 14(25), 23-38. [In Persian].
Jolliffe, D. & Farrington, D. P. (2006). Development and validation of Basic Empathy Scale. Journal of Adolescence, 29(4), 589-611.
Kabat-Zinn, J. (1994). Wherever you go, there you are. New York: Hyperion.
Karremans, J. C., Schellekens, M. P., & Kappen, G. (2017). Bridging the sciences of mindfulness and romantic relationships: A theoretical model and research agenda. Personality and Social Psychology Review, 21(1), 29–49.
Kessler, R. C., Andrews, G., Colpe, L. J., Hiripi, E., Mroczek, D. K., Normand, S. L., & Zaslavsky, A. M. (2002). Short screening scales to monitor population prevalences and trends in non-specific psychological distress. Psychological Medicine, 32(6), 959-976.
Khoury, B., Knäuper, B., Pagnini, F., Trent, N., Chiesa, A., & Carrière, K. (2017). Embodied mindfulness. Mindfulness, 8(5), 1160–1171.
Khoury, B., Knäuper, B., Schlosser, M., Knäuper, B., Carrière, K., & Chiesa, A. (2017). Efectiveness of traditional meditation retreats: A systematic review and meta-analysis. Journal of Psychosomatic Research, 92(10), 16–25.
Kimmes, J. G., Jaurequi, M. E., May, R. W., Srivastava, S., & Fincham, F. D. (2018). Mindfulness in the context of romantic relationships: Initial development and validation of the Relationship Mindfulness Measure. Journal of Marital and Family Therapy, 44(4), 575–589.
Kok, B. E., & Singer, T. (2017). Effects of contemplative dyads on engagement and perceived social connectedness over 9 months omental training: A randomized clinical trial. American Medical Association Psychiatry, 74(2), 126–134.
Kuhn, R., Bradbury, T. N., Nussbeck, F. W., & Bodenmann, G. (2018). The power of listening: Lending an ear to the partner during dyadic coping conversations. Journal of Family Psychology. 10(2), 334-345.
Lenger, K. A., Gordon, C. L., & Nguyen, S. P. (2017). Intra-individual and cross-partner associations between the five facets of mindfulness and relationship satisfaction. Mindfulness, 8(1), 171–180.
Mayer, B., Polak, M. G., & Remmerswaal, D. (2019). Mindfulness, interpretation bias, and levels of anxiety and depression: Two mediation studies. Mindfulness, 10(1), 55-65.
McCafrey, S., Reitman, D., & Black, R. (2017). Mindfulness in Parenting Questionnaire (MIPQ): Development and validation of a measure of mindful parenting. Mindfulness, 8(1), 232–246
Medvedev, O. N., Pratscher, S. D., & Bettencourt, A. (2020). Psychometric evaluation of the Interpersonal Mindfulness Scale using Rasch analysis. Mindfulness, 11(8), 2007–2015.
Morton, M. L., Helminen, E. C., & Felver, J. C. (2020). A systematic review of mindfulness interventions on psychophysiological responses to acute stress. Mindfulness, 11(9), 2039-2054.
Parker, S. C., Nelson, B. W., Epel, E. S., & Siegel, D. J. (2015). The science of presence: A central mediator of the interpersonal benefits. New York: The Guilford Press.
Potharst, E. S., Aktar, E., Rexwinkel, M., Rigterink, M., & Bögels, S. M. (2017). Mindful with your baby: Feasibility, acceptability, and efects of a mindful parenting group training for mothers and their babies in a mental health context. Mindfulness, 8(5), 1236–1250.
Pratscher, S. D., Rose, A. J., Markovitz, L., & Bettencourt, A. (2018). Interpersonal mindfulness: Investigating mindfulness in interpersonal interactions, co-rumination and friendship quality. Mindfulness, 9(4), 1206–1215.
Pratscher, S. D., Wood, P. K., King, L. A., & Bettencourt, B. A. (2019). Interpersonal Mindfulness Scale: Development and initial construct validation. Mindfulness, 10(6), 1044–1061.
Reis, H. T., Lemay, E. P., & Finkenauer, C. (2017). Toward understanding understanding: The importance of feeling understood in relationships. Social and Personality Psychology Compass, 11(3), 223-245.
Shapiro, S. L., Carlson, L. E., Astin, J. A., & Freedman, B. (2006). Mechanisms of mindfulness. Journal of Clinical Psychology, 62 (3), 373-386.
Townshend, K., Jordan, Z., Stephenson, M., & Tsey, K. (2016). The efectiveness of mindful parenting programs in promoting parents’ and children's wellbeing: A systematic review. Database of Systematic Reviews and Implementation Reports, 14(3), 139–180.
Turpyn, C. C., & Chaplin, T. M. (2016). Mindful parenting and parents’ emotion expression: Effects on adolescent risk behaviors. Mindfulness, 7(1), 246–254.
Yaghubi, H. (2016). Psychometric properties of the 10 questions version of the Kessler Psychological Distress Scale (K-10). Applied Psychological Research Quarterly, 6(4), 45-57[In Persian].
Zarei, S, & Gravand, H. (2021). Mindfulness and sleep quality in adolescents: The mediating role of rumination. Journal of Developmental Psychology: Iranian Psychologists, 18(70), 199-210 [In Persian].
[1] mindfulness
[2] formal meditation
[3] psychological adjustment
[4] self-regulatory
[5] emotional responses
[6] emotional signals
[7] compassion
[8] Mindfulness In Parenting Questionnaire )MIPQ(
[9] Mindfulness in Teaching Scale) MTS(
[10] mindfulness in the context of romantic relationships
[11] Interpersonal Minffulness Scale (IMS)
[12] Interpersonal Mindfulness Scale
[13] presence
[14] awareness of self and others
[15] nonjudgmental acceptance
[16] nonreactivity
[17] Mindfulness Questionnaire
[18] alexithymia
[19] psychological distress Scale
[20] Empathy Scale
[21] emotional
[22] cognitive
[23] Interpersonal Reactivity Index
[24] Davis, M. H.
[25] Prosocial Behavior Scale
[26] Caprara, G. V.
[27] Steca, P.
[28] Zelli, A.
[29] Capanna, C.
[30] kaiser-Mayer-Olkin Measure of sampling adequancy
[31] .Root Mean Square Error of Approximation(RMSA)
[32] cognitive empathy
[33] rumintion
[34] overgeneralization
[35] autobiographical memory
[36] evaluations of self-criticism