Manuscript ID : PSY-2206-1408 Visit : 197 Page: -

Article Type: Original Research

Psychometric properties and factor structure of the Persian version of Empathic Experience Scale

Subject Areas :

Samin Baharshanjani ¹ , Hojjatollah Farahani ² , Parviz Azadfallah ³

1 - Department of Psychology, Faculty of Humanities, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran.
2 - Department of Psychology, Faculty of Humanities, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran0000-0002-9799-7008
3 - Department of Psychology, Faculty of Humanities, Tarbiat Modares University, Tehran, Iran.

Received: 2022-06-04 Accepted : 2022-06-30 Published : 2024-06-25

Keywords: Empathy, Empathic Experience Scale, Factor structure, phenomenology, Psychometric properties,

Abstract :

Empathy is a key concept that consists of two main structures originated from tradition of phenomenology: sensory perception (vicarious experience) and cognition awareness (intuitive understanding) of the emotions of others. The present study aimed to assess the psychometric properties of the Empathic Experience Scale in Iran. A total of 260 adults (210 females and 50 males) were selected via the convenience sampling method. The Persian version of scale was administered simultaneously with other scales as Basic Empathy, Aggression questionnaire and Interpersonal Problems. Confirmatory factor analyses were used to evaluate the validity of the scale. Moreover, the content and divergent validity of this scale were assessed with other scales. The reliability of the scale was calculated by Cronbach's alpha, and composite reliability. The significant correlation of factors with the other used scales pointed to the content validity and divergent validity of the scale. Cronbach's alpha coefficient for the entire scale was 0.93, the test-retest coefficient was 0.935 and the composite reliability of the factors was in the range of 0.88 to 0.92. With respect to average variance extracted greater than 0.5 and composite reliability greater than 0.8, the convergent validity of the factors was confirmed. As evidenced by the obtained results, the Persian version of the EES is a valid scale in the field of empathy and social cognition that can be used for Iranian populations. The Factor structure includes two factors of vicarious experience and intuitive understanding.

References:

Full-Text:

ویژگیهای روانسنجی و ساختار عاملی نسخه فارسی مقیاس تجربه همدلانه

چکیده

همدلی یک مفهوم کلیدی است که از دو ساختار اصلی نشأت گرفته از سنت پدیدارشناسی: ادراک حسی (تجربۀ نیابتی) و آگاهی شناختی (درک شهودی) از هیجانهای دیگران تشکیل شده است. در پژوهش حاضر، ویژگیهای روانسنجی مقیاس تجربۀ همدلانه در نمونهای ایرانی بررسی شده است. تعداد 260 نفر از بزرگسالان (210 زن و 50 مرد) با استفاده از روش نمونهگیری در دسترس، انتخاب شدند. نسخۀ فارسی مقیاس، همزمان با سایر مقیاسهای همدلی اساسی، پرخاشگری و مشکلات بین فردی اجرا شد. برای بررسی روایی مقیاس، از تحلیل عاملی تأییدی استفاده شد. همچنین روایی ملاک همزمان و واگرای این مقیاس با سایر مقیاسها بررسی و اعتبار مقیاس توسط آلفای کرونباخ و اعتبار مرکب محاسبه شد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی مطلوب بودن مدل را نشان داد. همبستگی معنادار عوامل مقیاس با سایر مقیاسهای مورد استفاده دلالت بر روایی ملاکی همزمان و واگرای مقیاس تجربۀ همدلانه داشت. ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 931/0، ضریب بازآزمایی برای کل مقیاس 935/0 و اعتبار مرکب عوامل به ترتیب 88/0 و 92/0 گزارش شد. باتوجه به میزان میانگین واریانس استخراجشده بیشتر از 5/0 و اعتبار مرکب بیشتر از 8/0، روایی همگرای عوامل احراز شد. نسخۀ فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه ابزاری معتبر و روا در حوزۀ همدلی و شناخت اجتماعی است که میتوان آن را در مورد جمعیتهای ایرانی استفاده نمود. ساختار عاملی دربرگیرندۀ 2 عامل تجربۀ نیابتی و درک شهودی است.

واژههای کلیدی: پدیدارشناسی، ساختار عاملی، مقیاس تجربۀ همدلانه، ویژگیهای روانسنجی، همدلی

Psychometric properties and factor structure of the Persian version of Empathic Experience Scale

ABSTRACT

Keywords: Empathy, Empathic Experience Scale, Factor structure, Phenomenology , Psychometric properties

مقدمه

تجارب همدلانه: درکی میان ذهنی

همدلی ¹ مفهومی کلیدی در مطالعات اجتماعی و نشأت گرفته از فلسفه و پدیدارشناسی است (سناهیوجز و کیورل، 2022). بررسیهای انجامشده نشان میدهند که با وجود توجه گسترده و پایداری که به همدلی از بیش از یک قرن پیش وجود دارد، اتفاق نظری در مورد تعریف و اندازهگیری آن وجود نداشته و تا به امروز جهت توصیف پدیدههای مختلف بین فردی و همچنین در رشتههای مختلف روانشناسی، فلسفه و علوم اعصاب به کار گرفته شده است (زهوی، 2010). با این حال، در تعریف همدلی این طور میتوان گفت که سازهای چند منظوره به حساب میآید که فرد را به تجربههای درونی دیگران پیوند داده و به طور طبیعی از این تجربهها آگاه میسازد و درکی میان ذهنی² از تجارب زندگی دیگران را شامل میشود (ایننامورتی، ابیش، گلس و همکاران، 2019). درک مکانیسمهای همدلی نه تنها زیربنای مطالعات علمی را مستحکم میسازد، بلکه در بلندمدت میتواند پیامدهای عملی لازم برای افزایش ارتباطهای اجتماعی و کاهش اختلالات مرتبط با رفتارهای اجتماعی را به همراه داشته باشد.

بررسی پیشینۀ پژوهشی در حوزههای روانشناسی و عصبشناختی نشان میدهد که به دنبال جنبههای همدلی- تجربه و درک- میتوان سازههای مرتبطی چون "تجربۀ نیابتی یا جایگزین³" و "درک شهودی⁴" را نیز شناسایی نمود (هیپ، کوک و برد، 2017). پیش از آن، لازم است در نظر داشت که همدلی و سازههای مشابه آن از دو بُعد هیجانی⁵ و شناختی⁶ که ساختار اصلی همدلی را شکل میدهند، تشکیل شدهاند. همدلی عاطفی، به معنای مشارکت با حالات عاطفی دیگران از طریق پاسخگویی هیجانی است. در این تجربه، فرد با مشاهده یا تصور موقعیت و شرایط دیگران میتواند همان حالت هیجانی و عاطفی را تجربه کرده و اطلاعات دقیقتری در موردِ حالات عاطفی دیگران به دست آورد (لاکوود، 2016). در جنبههای شناختی همدلی نیز میتوان به مفاهیمی چون دیدگاهگیری⁷، ذهنیسازی⁸ و نظریه ذهن⁹ اشاره نمود که فرد درکی از باورها، امیال و هیجانهای دیگران به دست میآورد (تامپسون، 2021).

در بُعد همدلی عاطفی، سازۀ قابل تشخیص "تجربۀ نیابتی یا جایگزین" است که به عنوان یک پدیدۀ هیجانی میان ذهنی شناخته شده است و سرایت هیجانی¹⁰ را شامل میشود. شواهد پژوهشی نشان میدهند که به لحاظ آسیبشناسی، تجربۀ نیابتی در کودکان و بزرگسالان با اختلالات روانپزشکی ناهمگون بوده و به صورت کاهش پاسخهای روانشناختی به پریشانی دیگران، خنثی شدن واکنشپذیری هیجانی به محرکهای بیزارگر (هودسول، لاوی و وایدینگ، 2014) و ضعف در بیان چهرهای به نگرانی دیگران بروز مییابد (ویلزک-روزیزکا و کوپزیک، 2021). در سطوح بالاتر آسیبشناسی، میتوان کاهش لذت تعامل با دیگران و تشدید ضعف در پاسخگویی هیجانی به عواطف مثبت و منفی آنها را شاهد بود؛ نکتۀ مهمی که در این خصوص وجود دارد این است که مشکلات عاطفی و رفتاری در حوزۀ تکالیف مربوط به همدلی عاطفی اتفاق میافتد، نه در تکالیف مربوط به بُعد شناختی (وندونگن، 2020).

در بُعد شناختی، سازۀ قابل بحث "درک شهودی" است که به آگاهی از تجارب ذهنی دیگران که مستلزم درک هشیارانه از احساسات دیگری است، اطلاق میشود (شامایتسوری، 2011). درک شهودی، سازهای از شناخت اجتماعی است؛ با این حال همانطور که پیشتر نیز ذکر شد، این دانش یا آگاهی، تضمینی برای کمک و رفتار انساندوستانه با دیگران به حساب نمیآید؛ بلکه تجربۀ همدلیِ گرم یا انعکاس هیجانی حالات عاطفی دیگران است که احتمال کمک و اعمال انساندوستانه را افزایش میدهد. فرد با مشاهدۀ موقعیت و شرایط دیگران میتواند همان حالت عاطفی را از طریق تجربۀ جایگزین، تجربه کند و از آنجایی که چنین انعکاس هیجانی ممکن است اطلاعات دقیقتری در موردِ حالات عاطفی دیگران فراهم کند، به احتمال بیشتری در شرایط بحرانی به دیگران کمک میکند (جعفری، نوروزی و فولادچنگ، 2017).

به طور مشخص، با وجود آنکه عناصر ادراکی و شناختی همدلی با یکدیگر متفاوت هستند؛ با این حال، تفاوتهای بنیادین دیگری نیز وجود دارد. تفاوت اول در نوع پاسخگویی است؛ همدلی عاطفی و شناختی به ترتیب به پاسخهای عاطفی عمومیتر به وضعیت و شرایط دیگران (مانند نگرانی یا همدردی با دیگری) و درک احساسات او (بر اساس استنتاج شناختی) اشاره دارند (شامایتسوری، 2011). تفاوت دیگر مربوط به زمینههای نظری مختلفی است که مفاهیم همدلی عاطفی و شناختی در آنها ریشه دارند. همدلی عاطفی بر اساس "رویکرد شبیهسازی"¹¹ است در مقابل همدلی شناختی بر اساس "رویکرد نظریه نظریه"¹² (زکی و اوچنر، 2012). برطبق رویکرد شبیهسازی، انسانها بهصورت درونگرایانه¹³ از حالتهای ذهنی خودشان آگاهاند و از طریق نوعی نقشگیری یا فرایند شبیهسازی، از آن آگاهی میتوانند برای استنباط حالتهای ذهنی سایر افراد استفاده کنند (فلاول، 1999). برطبق این دیدگاه، انسانها اعمال دیگران را بدین صورت پیشبینی میکنند که تصور میکنند اگر آنها باورها و امیال این افراد را داشتند چگونه عمل میکردند. بر طبق دیدگاه نظریه نظریه، مفهوم حالتهای ذهنی در نظر انسانها، وجودهای انتزاعی و نظری غیر قابل مشاهدهای است که در تبیین و پیشبینی رفتار قابل مشاهدۀ انسان به عنوان اصل پذیرفته میشود (سنمان، 2003). فرد از ظرفیت هوش کلی خود و نظریه ذهن برای توسۀ نظریهای دربارۀ حالتهای ذهنی استفاده میکند که این نظریه همانند نظریههای علمی در معرض تغییر و تحول قرار دارد (فلاول، 1999).

علی رغم آنکه بر اساس دیدگاه میانذهنی، همدلی به عنوان یک محصول ترکیبی از این ساختارها در نظر گرفته میشود که منعکسکنندۀ عناصر ادراکی و شناختی آن است (هیپ و همکاران، 2017)، در سطح روانسنجی در میان پژوهشگران تفاوت نظرهایی وجود دارد. پارهای از مطالعات نشان دادهاند که به منظور اندازهگیری تفاوتهای فردی در همدلی شاید لازم باشد سازههای همدلی جداگانه و به طور مستقل مورد سنجش قرار گیرند درحالیکه در برخی پژوهشهای دیگر برای همدلی یک نمرۀ کل به جای نمرهای مستقل لحاظ شده است (ایننامورتی و همکاران، 2019).

اندازهگیری صفات همدلی

یکی از مباحث مهم در روانشناسی، تهیۀ ابزار مناسب جهت سنجش متغیرهای روانشناختی است؛ از این رو سنجش مناسب همدلی نیز از اهمیت بسیاری برخوردار است. بررسی پیشینۀ پژوهشی نشان میدهد که معمولاً برای سنجش تفاوتهای فردی در صفات همدلی از پرسشنامههای خودگزارشی (مانند مقیاس همدلی هوگان، 1969) که دربرگیرندۀ یک دیدگاه چندمنظوره و متمایز بین مؤلفههای تجربی / عاطفی و شناختی است، استفاده میشود. به طور معمول، جنبههای هیجانی با اندازهگیری بُعد شناختی همدلی در یک مقیاس کلی اندازهگیری میشود (برای مثال، مقیاس همدلی اساسی¹⁴ و مقیاس همدلی¹⁵) (جولیف و فارینگتون، 2006؛ لابسدر، لایرتر و کولر، 2007). این در حالی است که برخی از پرسشنامهها اختصاصاً جهت سنجش جنبههای هیجانی همدلی طراحی شدهاند؛ به عنوان مثال مقیاس همدلی تورنتو¹⁶ (اسپرنگ، مککینون، مار و همکاران، 2009) و مقیاس همدلی عاطفی متعادل¹⁷ (محرابیان، 1996).

به طور کلی، پرسشنامههایی که جهت سنجش سازههای مرتبط با همدلی استفاده میشوند، کمبودها و محدودیتهای نظری و روانسنجی دارند. اولاً، پارهای از پرسشنامهها به طور صریح یا ضمنی به تعاریف متفاوتی از همدلی و مبانی نظری متفاوتی ارجاع میدهند (گردس و سگال، 2009). این امر میتواند تا حدودی نشان دهد که پرسشنامههای همدلی ساختار مشابهی را به اشتراک نمیگذارند و همبستگی بین نمرات آزمونهای همدلی به طور کلی ضعیف است. محدودیت دوم، عدم تمایز بین سازههای «همدلی» و «همدردی» یا «انعطافپذیری هیجانی» است که نمونۀ آن در مطالعۀ رینرز، کوکوران، دریک و همکاران (2011) مشهود است.

بنابراین با توجه به تناقضات موجود در زمینۀ یافتههای پژوهشی، شک و تردید در مورد اینکه آیا پرسشنامههای موجود به درستی همدلی را اندازهگیری میکنند، چگونه پایههای نظری این آزمونها میتواند مرتبط به یکدیگر باشد و تأثیر فرهنگ را چگونه میتوان توجیه نمود افزایش مییابد. علاوه بر این، پرسشنامهای که مستقیماً تفاوتهای فردی میزان همدلی را در دو ساختار اصلی نشأت گرفته از سنت پدیدارشناسی: ادراک بدنی و حسی (تجربۀ نیابتی) و آگاهی شناختی (درک شهودی) از هیجانهای دیگران، در فرهنگ ایران بسنجد وجود ندارد و این یک خلأ پژوهشی به حساب میآید. سنت پدیدارشناسی برگرفته از دیدگاه میانذهنی است که باعث میشود همۀ افراد از یک رخداد بیرونی تفسیری یکسان داشته باشند تا بتوانند از تجربههای یکدیگر بهرهمند شده و روابط اجتماعی خود را گسترش دهند (توسلی، 2001). بر این اساس، پژوهش حاضر با هدف بررسی تعیین ویژگیهای روانسنجی و ساختار عاملی نسخۀ فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه (ایننامورتی و همکاران، 2019) بر پایۀ دیدگاه نظری میانذهنی در جهتِ مطالعۀ بهتر این سازۀ روانشناختی، انجام شد.

مواد و روشها

پژوهش حاضر از نوع ارزشیابی میباشد که در آن شاخصهای ضرایب اعتبار، آلفای کرونباخ و تحلیل عاملی به منظور بررسی ویژگیهای روانسنجی مقیاس تجربۀ همدلانه بررسی شده است. جامعۀ آماری این پژوهش، غیر بالینی و بزرگسالانِ بالای 18 سال کشور در سال 1400 بودند. نمونۀ پژوهش با روش نمونهگیری در دسترس انتخاب شد. پرسشنامه به صورت مجازی، طراحی و از طریق شبکههای اجتماعی در گروههای مختلف توزیع شد و نمونهگیری صورت گرفت. در این پژوهش تعداد 260 نفر (210 زن و 50 مرد) به عنوان نمونه در پژوهش شرکت کردند.

ابزار پژوهش

1) مقیاس تجربۀ همدلانه¹⁸ (ERS): مقیاس تجربۀ همدلانه که یک پرسشنامه و فهرست 30 گویهای با طیف لیکرت 5 درجهای از "اصلا درست نیست (0)" تا "کاملا درست است (4)" است، توسط ایننامورتی و همکاران (2019) طراحی شده است. این مقیاس نشأت گرفته از رویکرد پدیدارشناسی است که دو زیر مقیاس تجربۀ نیابتی و درک شهودی را میسنجد.

این مقیاس در ابتدا با 75 گویه و دو خرده مقیاس توسط متخصصین این حوزه طراحی شد و در جمعیت 921 نفری اجرا گردید. در فرایند تحلیل بر نمونۀ اولیه، با توجه به طولانی بودن و احتمال خستگی شرکتکنندگان، سه نسخۀ 50، 40 و 30 گویهای استخراج شد. نسخۀ 50 گویهای با ضریب آلفای کرونباخ 94/0 برای درک شهودی و 91/0 برای مؤلفه تجربۀ نیابتی، اعتبار رضایتمندی را نشان داد اما دو گویۀ 24 و 50 به عنوان گویههای مشکلزا شناسایی و حذف شدند. نسخههای کوتاهتر (40 و 30 گویه) هر دو دارای همسانی درونی رضایتبخشی بودند (نسخۀ 40 گویهای: آلفای کرونباخ 93/0 و 90/0 برای درک شهودی و تجربۀ نیابتی، به ترتیب؛ نسخۀ 30 گویهای: ضرایب آلفای کرونباخ 91/0 و 89/0 برای درک شهودی و تجربۀ نیابتی، به ترتیب) و هیچ گویۀ مشکلداری شناسایی نشد. در نهایت، نسخۀ 30 گویهای با کاهش بار پاسخ و حفظ ویژگیهای روانسنجی رضایتبخش، به عنوان نسخۀ نهایی انتخاب گردید. از این پرسشنامه دو نسخه به زبانهای انگلیسی و ایتالیایی وجود دارد و برای استفاده در موقعیتهای بالینی و غیر بالینی، قابل اعتماد است. لازم به ذکر است تا به حال در ایران این پرسشنامه اجرا نشده و هیچ گزارشی درباره آن منتشر نگردیده است.

2) مقیاس همدلی اساسی¹⁹ (BES): این مقیاس که به منظور بررسی روایی همزمان مقیاس تجربۀ همدلانه استفاده شد، توسط جولیف و فارینگتون (2006) تدوین شده است و دارای 20 سوال و 2 خرده مقیاس عاطفی و شناختی است. «خرده مقیاس عاطفی» از 11 گویه و خرده مقیاس شناختی از 9 گویه تشکیل شده است. پرسشنامۀ همدلی اساسی، یک ابزار نگرشسنج میباشد که در طیف لیکرت 5 درجهای از 1 (کاملا مخالفم) تا 5 (کاملا موافقم) نمرهگذاری میشود. ضریب آلفای کرونباخ این مقیاس برای کل مقیاس 66/0 و برای خرده مقیاس شناختی و عاطفی به ترتیب 79/0 و 85/0 به دست آمد. در ایران نیز جعفری و همکاران (2017) با اجرای این مقیاس در جمعیت 700 نفری مقدار اعتبار آن را به روش آلفای کرونباخ بین 74/0 تا 80/0 محاسبه نمودند.

3) پرسشنامۀ پرخاشگری²⁰ باس و پری: این پرسشنامه که به منظور بررسی روایی واگرای مقیاس تجربۀ همدلانه استفاده شد، توسط باس و پری (1992) جهت ارزیابی رفتار پرخاشگرانه تدوین شده است و دارای 29 گویه و 4 خرده مقیاس پرخاشگری جسمانی، پرخاشگری کلامی، خشم و خصومت است. نمرهگذاری پرسشنامه در طیف لیکرت 5 درجهای از 1 (شبیه من نیست) تا 5 (کاملا شبیه من است) است. باس و پری ضریب همسانی درونی این پرسشنامه را 89/0 و اعتبار آن را با استفاده از روش بازآزمایی 80/0 گزارش کردهاند. در ایران نیز سامانی (1386) ضریب همسانی درونی این پرسشنامه را 78/0 گزارش نمود.

4) پرسشنامۀ مشکلات بین فردی 32 سوالی²¹ (IIP-32): این پرسشنامه که به منظور تعیین روایی واگرای مقیاس تجربۀ همدلانه استفاده شد، یک ابزار خودگزارشدهی است که توسط بارخام، هاردی و استارتاپ (1996) ساخته شده است. گویههای این پرسشنامه در رابطه با مشکلاتی است که افراد به طور معمول در روابط بین فردی تجربه میکنند. این مقیاس دارای 8 خرده مقیاس است: مردمآمیزی، جرأتورزی، مشارکت با دیگران، حمایت از دیگران، پرخاشگری، گشودگی، در نظر گرفتن دیگران و وابستگی به دیگران. برای نمرهگذاری از مقیاس لیکرت 5 درجهای از 0 (به هیچ وجه) تا 5 (به شدت) استفاده میشود. در ایران این پرسشنامه توسط فتح، آزادفلاح، طباطبایی و همکاران (1392) بر روی جمعیت 384 نفری از دانشجویان هنجار شد و 6 عامل صراحت و مردمآمیزی، گشودگی، در نظر گرفتن دیگران، پرخاشگری، حمایتگری و مشارکت و وابستگی استخراج شد. ضریب آلفای کرونباخ برای کل مقیاس 82/0 به دست آمد.

روش اجرا

مطابق با دستورالعملهای موجود و لازم برای انطباق بینفرهنگی ابزارها، اغلب فرایند آمادهسازی و ترجمۀ ابزار شامل چند مرحلۀ متوالی است که در هر مرحله، اطمینان از همارزی مفهومی میان نسخۀ ترجمهشده و اصلی، مورد نظر قرار میگیرد. این مراحل به طور کلی شامل ترجمه، بازترجمه، ارزیابی و مرور توسط تیم ترجمه، قیاس با نسخۀ اصلی و در نهایت بررسی ویژگیهای روانسنجی ابزار است. مطابق با این روال، ترجمۀ این مقیاس به زبان فارسی به صورت مستقل، انجام گرفت. سپس نسخۀ ترجمهشده توسط یک نفر از اساتید روانشناسی متخصص در این حوزه و مسلط به زبان انگلیسی، بازنگری شد و بعد از مقایسه با نسخۀ ابتدایی فارسی، توسط یکی دیگر از اساتید، مورد بازبینی نهایی قرار گرفت.

نسخۀ آمادهشدۀ مقیاس تجربۀ همدلانه به زبان فارسی در بین بزرگسالان بالای 18 سال کشور اجرا شد. با توجه به موازین اخلاق پژوهشی، شرکت در این پژوهش به صورت داوطلبانه بود و مشارکت از طریق فضای مجازی صورت گرفت. توضیحات لازم دربارۀ نحوۀ مشارکت ارائه شد و شرکتکنندگان بدون نام و با اطمینان از محرمانه بودن تمامی اطلاعات در پژوهش مشارکت کردند.

پس از این مرحله، در ابتدا دادههای جمعآوری شده، جهت بررسی ارزشهای از دست رفته مورد تحلیل قرار گرفت و باتوجه به توزیع پرسشنامه به صورت لینک، دادۀ از دست رفتهای یافت نشد و تمامی دادهها به منظور سنجش ویژگیهای روانسنجی مقیاس، تجزیه و تحلیل شدند. به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس در جمعیت ایرانی، تحلیل عاملی تأییدی صورت گرفت.

به علاوه روایی ملاکی همزمان مقیاس با مقیاس همدلی اساسی و روایی واگرای آن با پرسشنامههای پرخاشگری و مشکلات بین فردی از طریق محاسبۀ میانگین واریانس استخراجشده²² بررسی شد. در نهایت نیز برای ارزیابی اعتبار مقیاس، روش اعتبار همسانی درونی (آلفای کرونباخ)، بازآزمایی و اعتبار مرکب²³ استفاده شد. لازم به ذکر است تحلیل اطلاعات توسط دو نرمافزار "SPSS" نسخۀ 26 و R.4.1.2 پکیج لاوان²⁴ صورت گرفت.

نتایج

ویژگیهای جمعیتشناختی نمونه در جدول شماره 1 ارائه شده است.

جدول 1- ویژگیهای جمعیتشناختی

متغیر	محدوده	فراوانی	درصد
سن	≤ 18 سال	12/31	44/7
جنس	زن	210	8/80
جنس	مرد	50	2/19
تحصیلات	دیپلم	9	5/3
	فوق دیپلم	7	7/2
	کارشناسی	68	2/26
	کارشناسی ارشد	137	7/52
	دکتری	39	15

با توجه به آنچه که پیش از این ارائه شد، به منظور بررسی ساختار عاملی مقیاس تجربۀ همدلانه، تحلیل عاملی تأییدی انجام شد. لازم به ذکر است ثورندیک (1990) حداقل حجم مطلوب نمونه برای تحلیل عاملی تأییدی را 200 نفر میداند. در نمودار 1 بارهای عاملی مربوط به ساختار عاملی تأییدی مدل 2 عاملی EES نشان داده شده است.

نمودار 1- بارهای عاملی عوامل مقیاس تجربه همدلانه

[1] Empathy

[2] Intersubjective

[3] Vicarious experience

[4] Intuitive Understanding

[5] Emotional

[6] Cognitive

[7] Perspective taking

[8] Metalizing

[9] Theory of Mind (TOM)

[10] Emotion contagion

[11] Simulation approach

[12] Theory theory approach

[13] introspective

[14] Basic Empathy Scale (BES)

[15] E-Scale

[16] Toronto Empathy Questionnaire (TEQ)

[17] Balanced Emotional Empathy Scale (BEES)

[18] Empathic Experience Scale

[19] Basic Empathy Scale

[20] Aggression Questionnaire

[21] Inventory of Interpersonal Problems

[22] Average variance extracted

[23] Composite reliability

[24] Lavaan

$C:\Users\bahar\AppData\Local\Temp\Rar$DIa0.396\Rplot.jpeg$

نتایج نمودار 1 نشان میدهد که بار عاملی تمامی گویهها به جز گویه 18 (با بار عاملی 22/0)، قابل قبول و معنادار است (فراهانی و روشنچسلی، 1398). در ادامه، به منظور اطمینان از برازش مطلوب مدل، شاخصهای نیکویی برازش محاسبه شد (جدول 2). به علت نامناسب بودن شاخصهای نیکویی برازش، برخی از گویههای مقیاس همبسته شده و نتایج شاخصهای نیکویی برازش پس از اصلاح مدل بهدستآمده، در جدول 2 ارائه شده است.

جدول 2- شاخصهای نیکویی برازش

شاخصهای نیکویی برازش	مقادیر محاسبهشده
شاخصهای نیکویی برازش	قبل از اصلاح	پس از اصلاح
مجذور خی	901/1002	901/1002
درجه آزادی	404	404
P Value	0001/0>	0001/0>
نسبت مجذور خی به درجه آزادی	48/2	48/2
ریشه میانگین مجذور خطای تقریب RMSEA	07/0	07/0
ریشه میانگین مجذور باقیمانده SRMR	06/0	06/0
شاخص نیکویی برازش GFI	79/0	81/0
شاخص نیکویی برازش اصلاح شده AGFI	76/0	78/0
شاخص برازش تطبیقی CFI	83/0	85/0
شاخص برازش هنجار شده NFI	76/0	78/0
شاخص برازش هنجار نشده NNFI	82/0	84/0
شاخص برازش رشدی IFI	84/0	86/0

همانطور که در جدول 2 نمایان است، در این پژوهش برای بررسی برازش مدل، شاخصهای مجذور خی، خیدوی نسبی (نسبت مجذور خی به درجۀ آزادی)، RMSEA، SRMR، GFI، AGFI، CFI، NFI، NNFI و IFI استفاده شد. ارزیابی برازش مدل، موضوعی روششناختی است که در دهههای متعدد مورد توجه قرار گرفته و روشهای مختلفی برای آن معرفی شده است. یکی از شاخصهایی که اثر حجم نمونه را به حداقل میرساند، مجذور خی نسبی است (ویتون، موتن، آلوین و همکاران، 1977). مطالعات نشان میدهند که بازۀ کمتر از 2 تا حداکثر 5 بهعنوان نسبت قابل قبول برای این شاخص به حساب میآید (ثورندایک، 1990). به این معنا که برخی از پژوهشگران مقادیر کمتر از 2 را به عنوان نسبت قابل قبول و برخی مقادیر کمتر از 3 را، جهت برازش بسیار مطلوب مدل معرفی کردهاند. همانطور که در جدول 2 نیز مشخص است، نسبت مجذور خی به درجۀ آزادی در تحلیل برابر با 48/2 است که نشانگر برازش مطلوب مدل است. شاخص RMSEA به عنوان یکی از شاخصهای مناسب برای ارزیابی برازش مدل استفاده میشود. نقطه برش برای برازش مطلوب توسط این شاخص، تا اوایل دهۀ نود میلادی در بازۀ 05/0 تا 1/0 در نظر گرفته میشد. با این حال، استیگر (2000) نقطه برش این شاخص برای برازش مطلوب مدل را 07/0 میداند. بنابر نتایج، میزان محاسبه شدۀ این شاخص 07/0 است که نشانگر برازش مطلوب مدل پژوهش است. برای شاخص SRMR نیز، مقادیر کمتر از 08/0 و در برخی موارد کمتر از 05/0 برازش مطلوب مدل را نشان میدهند که در نتایج به دست آمده، این شاخص برابر با 06/0 و نشان دهندۀ برازش مطلوب مدل است. سایر شاخصهای نیکویی برازش محاسبه شده که شامل GFI، AGFI، CFI، NFI، NNFI و IFI هستند، به طور کلی میتوانند در بازه صفر تا یک قرار داشته باشند. هر چقدر مقدار این شاخصها به یک نزدیکتر باشد، مدل برازش بهتری دارد. در واقع مقدار مطلوب برای هر کدام از شاخصها را به طور کلی بیشتر از 9/0 میدانند. مقادیر به دست آمده از بررسی مدل که به ترتیب عبارت است از؛ 81/0، 78/0، 85/0، 78/0، 84/0 و 86/0 بر برازش قابل قبول مدل دلالت دارند. به طور کلی میتوان نتیجهگیری کرد که شاخصهای نیکویی برازش (جدول 2)، حکایتگر برازش خوب مدل 2 عاملی است. نتایج تحلیل عاملی تأییدی در جدول 3 ارائه شده است.

جدول 3- نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی

عوامل مقیاس	گویهها	محتوای گویه	b	β	t	خطای استاندارد
عامل تجربۀ نیابتی	1	هنگامی که دوستی را میبینم که گریه میکند، چشمانم اشکآلود میشود.	1	56/0	-	-
	3	به هنگام دیدن گریه شخصیت اصلی فیلم وقتی همه چیز به بهترین شکل ممکن تمام شده است، اشک شوق می‌ریزم.	04/1	51/0	93/6	15/0
	5	هنگامی که می‌بینم کسی در فیلم صدمه می‌بیند، انگار مانند آن است که من هم آن درد را تجربه کرده‌ام.	11/1	62/0	98/7	13/0
	7	هنگامی که می‌بینم چکش روی انگشت کسی می‌خورد، من هم احساس درد می‌کنم.	93/0	54/0	20/7	13/0
	9	به هنگام دیدن فیلم‌های درام، غم و ناراحتی شخصیت‌های داستان را احساس می‌کنم.	70/0	53/0	14/7	09/0
	11	دیدن فردی که بخاطر درد گریه می‌کند، باعث می‌شود که ناگهان اشک بریزم.	23/1	66/0	31/8	14/0
	13	هنگامی که کسی را می‌بینم که صدمه دیده است، نمی‌توانم خودم را جدا کنم و درد او را به گونه‌ای احساس می‌کنم که گویی من صدمه دیده‌ام.	13/1	67/0	40/8	13/0
	15	کسانی که مرا می‌شناسند، به من می‌گویند که نمی‌توانم غم و ناراحتی دیگران را نادیده بگیرم.	91/0	54/0	21/7	12/0
	17	کسانی که مرا می‌شناسند به من می‌گویند که بسیار تحت تأثیر احساسات دیگران هستم.	31/1	69/0	56/8	15/0
	19	والدینم بر این باورند که من با دیدن گریه یکی از خویشاوندانم، ناراحت می‌شوم.	25/1	69/0	54/8	14/0
	21	هنگامی که کسی در کنار من ایستاده باشد و ناگهان از صدای غیر منتظره‌ای بپرد، بلافاصله از شدت هیجان احساس می‌کنم قلبم شروع به تپیدن می‌کند.	04/1	59/0	69/7	13/0
	23	هنگامی که هیجان‌زده شدن فردی را بخاطر اتفاقی می‌بینم، خودم نیز هیجان‌زده می‌شوم.	95/0	59/0	70/7	12/0
	25	کسانی که با من فیلم می‌بینند، می‌گویند کاملاً با احساسات شخصیت‌های فیلم درگیر می‌شوم.	11/1	59/0	69/7	14/0
	27	وقتی می‌شنوم فردی غم و سوگ از دست دادن کسی را تجربه می‌کند، بلافاصله ناراحت می‌شوم.	81/0	57/0	54/7	10/0
	29	اگر کسی در رنج و ناراحتی شدیدی باشد، قلبم بلافاصله شروع به تپیدن می‌کند.	34/1	75/0	02/9	14/0
عامل درک شهودی	2	اغلب پیش از آن که دیگران چیزی به من بگویند، می‌توانم احساسات آن‌ها را درک کنم.	1	63/0	-	-
	4	اغلب هنگامی که دوستم عصبانی است، سریع متوجه آن می‌شوم.	72/0	61/0	70/8	08/0
	6	معمولا می‌توانم به طور غریزی متوجه شوم که دوستانم چه زمانی احساس ترس می‌کنند.	91/0	55/0	01/8	11/0
	8	هنگامی که کسی احساس نگرانی می‌کند، می‌توانم به طور شهودی وضعیت ذهنی او را درک کنم.	99/0	65/0	25/9	10/0
	10	می‌توانم ناخودآگاه متوجه شوم که آیا کسی را که دوست دارم ناراحت است.	83/0	57/0	25/8	10/0
	12	به سرعت متوجه می‌شوم که فردی به خاطر اتفاقی که افتاده ناراحت شده است.	87/0	62/0	91/8	09/0
	14	می‌توانم به شکل شهودی درک کنم افرادی را که دوستشان دارم، چه احساسی دارند.	09/1	73/0	15/10	10/0
	16	در طی تماس تلفنی با فردی که می‌شناسم، می‌توانم خیلی زود متوجه شوم که تنشی در صدای او هست.	87/0	64/0	14/9	09/0
	20	وقتی در میان جمع هستم هم می‌توانم متوجه شوم که کسی ناراحت است.	04/1	70/0	75/9	10/0
	22	با کمک توان شهودی می‌توانم متوجه شوم کسی ناراحت است.	36/1	83/0	14/11	12/0
	24	خیلی خوب به شکل شهودی احساسات دیگران را درک می‌کنم.	31/1	85/0	34/11	11/0
	26	اگر کسی در گروه احساس ناراحتی کند، می‌توانم بلافاصله متوجه شوم.	98/0	63/0	04/9	10/0
	28	دیگران به من می‌گویند، تو خیلی خوب احساسات اطرافیان را درک می‌کنی؛ حتی اگر آن‌ها تلاش در پنهان کردن احساساتشان داشته باشند.	27/1	74/0	17/10	12/0
	30	بلافاصله می‌توانم متوجه خوشحالی کسی که دوستش دارم، شوم.	80/0	62/0	87/8	09/0

پس از این مرحله برای بررسی ضریب تشخیص هر گویه، شاخص همبستگی اصلاحشدۀ گویه-نمرۀ کل¹ برای هر یک از عوامل تجربۀ نیابتی و درک شهودی محاسبه شد و نتایج آن در جدول 4 آورده شده است. مطابق با نتایج، مقدار محاسبهشده برای هر یک از گویهها بالاتر از مقدار قابل قبول 3/0 میباشد و نشاندهندۀ این واقعیت است که تمامی گویهها همۀ جوانب مهم و اصلی مفهوم مورد اندازهگیری را در بر دارند.

[1] Corrected Item-Total Correlation

جدول 4- همبستگی اصلاحشدۀ گویه-نمرۀ کل

عوامل مقیاس	گویهها	محتوای گویه	همبستگی اصلاحشده
عامل تجربه نیابتی	1	هنگامی که دوستی را میبینم که گریه میکند، چشمانم اشکآلود میشود.	533/0
	3	به هنگام دیدن گریه شخصیت اصلی فیلم وقتی همه چیز به بهترین شکل ممکن تمام شده است، اشک شوق می‌ریزم.	500/0
	5	هنگامی که می‌بینم کسی در فیلم صدمه می‌بیند، انگار مانند آن است که من هم آن درد را تجربه کرده‌ام.	613/0
	7	هنگامی که می‌بینم چکش روی انگشت کسی می‌خورد، من هم احساس درد می‌کنم.	504/0
	9	به هنگام دیدن فیلم‌های درام، غم و ناراحتی شخصیت‌های داستان را احساس می‌کنم.	517/0
	11	دیدن فردی که بخاطر درد گریه می‌کند، باعث می‌شود که ناگهان اشک بریزم.	636/0
	13	هنگامی که کسی را می‌بینم که صدمه دیده است، نمی‌توانم خودم را جدا کنم و درد او را به گونه‌ای احساس می‌کنم که گویی من صدمه دیده‌ام.	638/0
	15	کسانی که مرا می‌شناسند، به من می‌گویند که نمی‌توانم غم و ناراحتی دیگران را نادیده بگیرم.	498/0
	17	کسانی که مرا می‌شناسند به من می‌گویند که بسیار تحت تأثیر احساسات دیگران هستم.	654/0
	19	والدینم بر این باورند که من با دیدن گریه یکی از خویشاوندانم، ناراحت می‌شوم.	654/0
	21	هنگامی که کسی در کنار من ایستاده باشد و ناگهان از صدای غیر منتظره‌ای بپرد، بلافاصله از شدت هیجان احساس می‌کنم قلبم شروع به تپیدن می‌کند.	547/0
	23	هنگامی که هیجان‌زده شدن فردی را بخاطر اتفاقی می‌بینم، خودم نیز هیجان‌زده می‌شوم.	556/0
	25	کسانی که با من فیلم می‌بینند، می‌گویند کاملاً با احساسات شخصیت‌های فیلم درگیر می‌شوم.	569/0
	27	وقتی می‌شنوم فردی غم و سوگ از دست دادن کسی را تجربه می‌کند، بلافاصله ناراحت می‌شوم.	537/0
	29	اگر کسی در رنج و ناراحتی شدیدی باشد، قلبم بلافاصله شروع به تپیدن می‌کند.	708/0
عامل درک شهودی	2	اغلب پیش از آن که دیگران چیزی به من بگویند، می‌توانم احساسات آن‌ها را درک کنم.	607/0
	4	اغلب هنگامی که دوستم عصبانی است، سریع متوجه آن می‌شوم.	607/0
	6	معمولا می‌توانم به طور غریزی متوجه شوم که دوستانم چه زمانی احساس ترس می‌کنند.	542/0
	8	هنگامی که کسی احساس نگرانی می‌کند، می‌توانم به طور شهودی وضعیت ذهنی او را درک کنم.	628/0
	10	می‌توانم ناخودآگاه متوجه شوم که آیا کسی را که دوست دارم ناراحت است.	549/0
	12	به سرعت متوجه می‌شوم که فردی به خاطر اتفاقی که افتاده ناراحت شده است.	600/0
	14	می‌توانم به شکل شهودی درک کنم افرادی را که دوستشان دارم، چه احساسی دارند.	705/0
	16	در طی تماس تلفنی با فردی که می‌شناسم، می‌توانم خیلی زود متوجه شوم که تنشی در صدای او هست.	621/0
	20	وقتی در میان جمع هستم هم می‌توانم متوجه شوم که کسی ناراحت است.	681/0
	22	با کمک توان شهودی می‌توانم متوجه شوم کسی ناراحت است.	783/0
	24	خیلی خوب به شکل شهودی احساسات دیگران را درک می‌کنم.	808/0
	26	اگر کسی در گروه احساس ناراحتی کند، می‌توانم بلافاصله متوجه شوم.	615/0
	28	دیگران به من می‌گویند، تو خیلی خوب احساسات اطرافیان را درک می‌کنی؛ حتی اگر آن‌ها تلاش در پنهان کردن احساساتشان داشته باشند.	718/0
	30	بلافاصله می‌توانم متوجه خوشحالی کسی که دوستش دارم، شوم.	594/0

به منظور بررسی روایی سازه، روایی همگرای مقیاس توسط شاخص AVE برای هر کدام از عوامل محاسبه شد. این شاخص برای عوامل تجربۀ نیابتی و درک شهودی به ترتیب برابر با 52/0 و 63/0 به دست آمد. فراهانی و روشنچسلی (1398) مقدار AVE بیشتر از 5/0 را نشانگر روایی همگرای مطلوب یک مقیاس میدانند. از آنجا که میزان به دست آمده برای این شاخص، در بازه قابل قبول است میتوان گفت مقیاس، روایی همگرای قابل قبولی دارد، به این معنا که گویهها نسبت بالایی از واریانس مشترک با هم دارند و هر یک از گویهها فقط عامل مرتبط با خود را اندازهگیری میکنند و ترکیب گویهها به شکلی است که تمام عوامل، از یکدیگر مجزا هستند. علاوه بر این روایی ملاکمحور همگرا و واگرای مقیاس نیز توسط ضریب همبستگی پیرسون با مقیاسهای همدلی اساسی، پرسشنامه پرخاشگری و مشکلات بین فردی بررسی شد (جدول 5).

جدول 5- آلفای کرونباخ و همبستگی همگرا و واگرای عوامل مقیاس تجربه همدلانه

آلفای کرونباخ

همبستگی پیرسون با مقیاس BES

همبستگی پیرسون با مقیاس AQ

همبستگی پیرسون با مقیاس IIP-32

عامل اول: تجربه نیابتی

سطح معناداری

874/0

**601/0

05/0≥ p

640/0-

001/۰P<

720/0-

001/۰P<

عامل دوم: درک شهودی

سطح معناداری

881/0

**512/0

05/0≥ p

630/0-

001/۰P<

732/0-

001/۰P<

نمره کل تجربه همدلانه

سطح معناداری

931/0

**596/0

05/0≥ p

607/0-

001/۰P<

653/0-

001/۰P<

**01/۰P<، *05/۰P<

در نهایت به جهت بررسی اعتبار نسخه فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه، ضریب همسانی درونی (آلفای کرونباخ)، بازآزمایی و اعتبار مرکب مورد ارزیابی قرار گرفت. ضریب آلفای کرونباخ برای عوامل تجربۀ نیابتی و درک شهودی به ترتیب برابر با 874/0 و 881/0 و برای کل مقیاس برابر با 931/0 محاسبه شد. مقدار بهدست آمده به روش بازآزمایی برابر با 935/0 است که نشاندهندۀ پایایی بسیار مطلوب است و مقدار محاسبه شده برای اعتبار مرکب عوامل مقیاس به ترتیب برابر با 88/0 و 92/0 است که بالاتر از مقدار قابل قبول 7/0 میباشند و نشاندهندۀ این واقعیت است که تمامی گویهها به طور یکنواختی یک سازۀ پنهان را بازنمایی میکنند و میتوان گفت، مقیاس روایی همگرای مناسبی دارد.

لازم به ذکر است که یکی دیگر از ملاکها برای اطمینان از روایی همگرای سازه، بیشتر بودن مقدار CR از AVE، برای همۀ عوامل است؛ لذا همانطور که پیش از این ذکر شد، مطابق با نتایج، از یک سو مقادیر اعتبار مرکب بیشتر از 8/0 و مقادیر میانگین واریانس استخراجشده، بیشتر از 5/0 و از سویی دیگر، مقدار اعتبار مرکب در تمامی عوامل، بیشتر از میانگین واریانس استخراجشده است که گویای روایی همگرای نسخۀ فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه است.

بحث و تفسیر

این پژوهش با هدف بررسی ساختار عاملی و اعتبارسنجی نسخۀ فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه با اتخاذ یک دیدگاه دو جانبه که جنبههای تجربی و شناختی همدلی را از یکدیگر متمایز میکند، انجام شد. مطالعۀ انجام شده توسط ایننامورتی و همکاران (2019) نسخۀ 30 گویهای از این پرسشنامه را به سبب ویژگیهای روانسنجی مناسب (89/0= alphas) و ساختار دو عاملی به عنوان ابزاری مطلوب جهت سنجش همدلی معرفی نمود. عامل اول، گویههایی را شامل میشود که به ارزیابی شهودی وضعیت هیجانی دیگری (درک شهودی) میپردازد و عامل دوم، شامل گویههایی است که درک فرد از هیجانهای مشابه آنچه که در دیگری اتفاق میافتد (تجربۀ نیابتی) را مورد هدف قرار میدهد. مطالعۀ حاضر از مدل دو عاملی با 30 گویه حمایت میکند. نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی نسخۀ فارسی، ساختار دو عاملی را در نمونۀ ایرانی با ارزش آماری مناسب (93/0= alphas) گزارش نمود و علاوه بر این، گویۀ 18 با بار عاملی 22/0 به دلیل عدم معناداری از روند تجزیه و تحلیل حذف شد. سایر سوالات همانند مقیاس اصلی در دو بُعد مربوط قرار گرفتند و در مجموع نسخۀ فارسی با 29 گویه مورد تحلیل قرار گرفت.

عامل تجربۀ نیابتی شامل گویههای 1، 3، 5، 7، 9، 11، 13، 15، 17، 19، 21، 23، 25، 27 و 29 است. آنچه در این عامل ارزیابی میشود نزدیکی مفهومی قابل توجهی با همدلی عاطفی دارد. همدلی عاطفی، به معنای مشارکت با حالات عاطفی دیگران از طریق پاسخگویی هیجانی است. در این تجربه، فرد با مشاهده یا تصور موقعیت و شرایط دیگران میتواند همان حالت هیجانی و عاطفی را تجربه کرده و اطلاعات دقیقتری در موردِ حالات عاطفی دیگران به دست آورد (سینگر و لم، 2009). با این حال، تجربۀ نیابتی به عنوان یک "واکنش" منحصر به فرد به تجارب حسی-حرکتی و حالات عاطفی دیگران شناخته میشود که به نوعی "شریک شدن" در احساسات و تجربۀ عواطف مشابه است. این تعریف همان مفهوم "احساس کردن با دیگران¹" را شامل میشود که متفاوت با "احساس کردن برای دیگران²" (مانند همدردی یا شفقت) است چرا که در همدردی فقط احساسات منفی دیگران مورد هدف قرار میگیرد (زهوی و روچات، 2015).

از سوی دیگر، گویههای 2، 4، 6، 8، 10، 12، 14، 16، 20، 22، 24، 26، 28 و 30 که عامل دوم یا درک شهودی را تشکیل میدهند، به نقش آگاهی شناختی (بدون تلاش) از حالت عاطفی یا حسی-حرکتی دیگری اشاره دارند و با تأکید بر آگاهی شناختی اولیه، درک استنباطی و ذهنیسازی شده از احساسات دیگران را به عنوان یک شکل طبیعی از ادراک اجتماعی مورد ارزیابی قرار میدهند (زهوی و روچات، 2015).

به طور مشخص، نحوۀ تعامل دو مفهوم شناخت-هیجان در همدلی، از دیرباز مورد توجه پژوهشگران قرار گرفته است؛ اگرچه مجادلات بر سر این دو مفهوم کم نبوده، باید گفت پژوهشگران بر رابطۀ متقابل و اثرگذاری دو طرفۀ آنها بر یکدیگر، تأکید دارند (وندونگن، 2020). درک شهودی، سازهای از شناخت اجتماعی است؛ با این حال این دانش یا آگاهی، تضمینی برای کمک و رفتار انساندوستانه با دیگران به حساب نمیآید؛ بلکه همراهی آن با انعکاس هیجانی حالات عاطفی دیگران است که احتمال کمک و اعمال انساندوستانه را افزایش میدهد (جعفری و همکاران، 2017) و شناخت اجتماعی و روابط بین فردی را مستحکم میسازد (کنسک و بوکلر، 2015). از دیدگاه بالینی و آسیبشناسی نیز این موضوع حائز اهمیت است که کمبودهای جدی در همدلی عاطفی و درک دنیای پدیدارشناختی دیگران منجر به بروز مشکلات سلامت روانی شده و میتواند در تعیین اهداف مداخلاتی مانند پیشگیری از انتقال اضطراب به دیگری مد نظر قرار گیرد (کیم، پارک، جان و همکاران، 2017).

علاوه بر موارد ذکر شده، سنجش مناسب همدلی نیز از اهمیت بسیاری برخوردار است. بررسیهای انجام شده نشان میدهد که پرسشنامههای موجود یا در قالب پرسشنامههای خودگزارشی، دربرگیرندۀ یک دیدگاه چندمنظوره بین مؤلفههای تجربی / عاطفی و شناختی هستند یا اختصاصاً جهت سنجش یکی از جنبههای همدلی مورد استفاده قرار میگیرند. نمونۀ آن را میتوان در مقیاس همدلی تورنتو (اسپرنگ و همکاران، 2009) بررسی نمود که از یک عامل کلی یعنی همدلی تشکیل شده است و صرفاً جنبههای هیجانی همدلی را مورد سنجش قرار میدهد یا در مقیاس همدلی عاطفی (محرابیان، 1972) و مقیاس همدلی هیجانی متعادل (زرقشقایی، نوری و عریضی، 1389) نیز تنها پاسخهای عاطفی فرد به واکنشهای عاطفی دیگران مورد سنجش قرار میگیرد. از سوی دیگر پارهای از پرسشنامههای موجود در زمینۀ سنجش همدلی، تنها به بُعد دنیای درون روانی فرد توجه داشته و بر روابط بین فردی و همدلی با دیگران توجهی ندارند؛ مانند مقیاس همدلی خود (معنویپور، شهابی و پیرخائفی، 2020) که با ساختاری متفاوت از دیگر سنجهها به تأثیر آگاهی فرد از چرخۀ احساسها، اضطرابها و مکانیسمهای دفاعی بر کاهش اضطراب اشاره دارد. این امر میتواند تا حدودی نشان دهد که پرسشنامههای همدلی ساختار مشابهی را به اشتراک نمیگذارند و همبستگی بین نمرات آزمونهای همدلی به طور کلی ضعیف است (اسپرنگ و همکاران، 2009). بنابراین میتوان گفت بررسی همدلی در سطحی وسیعتر و برگرفته از یک ساختار نظری حائز اهمیت ویژهای است که تلاش شد با پوشش محدودیتهای پیشین، ابزاری مناسب جهت سنجش میزان همدلی ساخته شود.

در نهایت، نتایج حاصل از تحلیل عاملی تأییدی مدل بهدست آمده و شاخصهای نیکویی برازش، قابل قبول بودن مدل دو عاملی را در نمونۀ ایرانی گزارش کردند. لازم به ذکر است نمونۀ این پژوهش جمعیت غیر بالینی بودند؛ لذا با توجه به آنچه که پیشتر گفته شد ممکن است مدل دو عاملی در جمعیت بالینی مناسب نباشد و برای اطمینان از مطلوب بودن مدل برای سایر جمعیتها بهتر است این مقیاس برای آنها نیز به کار برده شود.

با توجه به نتایج میتوان اظهار کرد نسخۀ فارسی مقیاس تجربۀ همدلانه برای سنجش میزان تجربۀ همدلانه ایرانیان روایی و اعتبار مناسبی دارد.

لازم به ذکر است که در این پژوهش، محدودیتهای روششناختی خاصی مطرح است. در این بررسی، حجم نمونۀ استفاده شده در قیاس با نمونۀ پژوهش اصلی، کمتر بود. از طرفی این پژوهش صرفاً بر جمعیت غیر بالینی بزرگسال متمرکز بود. علاوه بر این، باتوجه به محدودیتهای موجود و عدم دسترسیهای آسان، نمونۀ مطالعۀ حاضر با روش در دسترس و از طریق فضای مجازی انتخاب شد. بهگونهای که ایجاد تعادل میان نسبت زنان و مردان در حجم نمونه ممکن نبود. همچنین از آنجاییکه موقعیتهای اجتماعی و سیاسی موجب تقویت یا سرکوب همدلی میگردد، پیشنهاد میشود که وارسی شاخصهای روانسنجی این مقیاس در اقشار مختلف اجتماعی نیز مورد توجه قرار گیرد.

منابع

زرشقایی، مسعود.، و نوری، ابوالقاسم.، و عریضی سامانی، سحر. (1389). کفایت شاخصهای روانسنجی نسخه فارسی مقیاس همدلی هیجانی متعادل. روشها و مدلهای روان شناختی، 1(1)، 39-50. https://www.sid.ir/fa/journal/ViewPaper.aspx?ID=188919

فراهانی، حجتالله.، و روشن چسلی، رسول. (1398). ضروریات طراحی و رواسازی مقیاسهای روانشناختی: راهنمایی برای پژوهشگران. روانشناسی بالینی و شخصیت (دانشور رفتار)، 17(2 (پیاپی 33) )، 197-212. https://www.sid.ir/fa/journal/ViewPaper.aspx?id=508562

Barkham, M., Hardy, G. E., & Startup, M. (1996). The IIP‐32: A short version of the Inventory of Interpersonal Problems. British Journal of Clinical Psychology, 35(1), 21-35. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/8673033/

Buss, A. H., & Perry, M. (1992). The aggression questionnaire. Journal of personality and social psychology, 63(3), 452. https://psycnet.apa.org/record/1993-00039-001

Fath N, AZADFALLAH P, RASOOLZADEH TK, Rahimi CH. Validity and reliability of the inventory of interpersonal problems (IIP-32). https://jcp.semnan.ac.ir/article_2137.html

Flavell, J. H. (1999). Cognitive development: Children's knowledge about the mind. Annual review of psychology, 50(1), 21-45. https://www.annualreviews.org/doi/abs/10.1146/annurev.psych.50.1.21

Gerdes, K. E., & Segal, E. A. (2009). A social work model of empathy. Advances in Social Work, 10(2), 114-127. https://advancesinsocialwork.iupui.edu/index.php/advancesinsocialwork/article/view/235

Happé, F., Cook, J. L., & Bird, G. (2017). The structure of social cognition: In (ter) dependence of sociocognitive processes. Annual review of psychology, 68, 243-267. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/27687121/

Hodsoll, S., Lavie, N., & Viding, E. (2014). Emotional attentional capture in children with conduct problems: The role of callous-unemotional traits. Frontiers in Human Neuroscience, 8, 570. https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fnhum.2014.00570/full

Innamorati, M., Ebisch, S. J., Gallese, V., & Saggino, A. (2019). A bidimensional measure of empathy: Empathic Experience Scale. PloS one, 14(4), e0216164. https://journals.plos.org/plosone/article?id=10.1371/journal.pone.0216164

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. https://www.sid.ir/en/journal/ViewPaper.aspx?ID=670526

Jolliffe, D., & Farrington, D. P. (2006). Development and validation of the Basic Empathy Scale. Journal of adolescence, 29(4), 589-611. https://psycnet.apa.org/record/2006-09966-009

Kanske, P., Böckler, A., & Singer, T. (2015). Models, mechanisms and moderators dissociating empathy and theory of mind. Social behavior from rodents to humans, 193-206. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/26602249/

Kim, Y. J., Park, E. H., Jon, D. I., Jung, M. H., & Hong, N. (2017). Does emotional intelligence fluctuate within clinical depressive condition? Psychiatry investigation, 14(5), 532. https://www.koreamed.org/SearchBasic.php?RID=2395474

Leibetseder M, Laireiter AR, Köller T. (2007). Structural analysis of the E-scale. Personality and Individual Differences.42(3):547-61. https://www.researchgate.net/publication/223727225_Structural_analysis_of_the_E-scale

Lockwood, P. L. (2016). The anatomy of empathy: Vicarious experience and disorders of social cognition. Behavioural brain research, 311, 255-266. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/27235714/

Manavipour D, Shahabi P, Pirkhaefi A. The psychometric properties of the questionnaire self-empathy. Social Cognition. 2020 Oct 22;9(2):173-82 [Persian] https://sc.journals.pnu.ac.ir/article_7590.html

Mehrabian, A. (1996). Manual for the balanced emotional empathy scale (BEES). Available from Albert Mehrabian, 1130. http://www2.psy.unsw.edu.au/Users/smcdonald/Resources/Empathy/Balanced%20Emotional%20Empathy%20Scale%20(BEES).pdf

Mehrabian, A., & Epstein, N. (1972). A measure of emotional empathy. Journal of personality. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/4642390/

Reniers, R. L. E. P., Corcoran, R., Drake, R., Shryane, N., & Völlm, B. (2009). The QCAE: A questionnaire of cognitive and affective empathy. European Psychiatry, 24(S1), 1-1. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/21184334/

Samani, S. (2008). Study of reliability and validity of the Buss and Perry's aggression questionnaire. https://www.sid.ir/en/Journal/ViewPaper.aspx?ID=103332

Sanahuges C, Curell H. (2022). The perception of empathy. Círculo de Lingüística Aplicada a la Comunicación. 235-246. https://www.researchgate.net/publication/358798616_The_perception_of_empathy

Senman, L. (2003). Cognitive processes in theory of mind tasks: Inhibition of attention and symbolic representation in young children. National Library of Canada= Bibliothèque nationale du Canada, Ottawa.

Singer, T., & Lamm, C. (2009). The social neuroscience of empathy. Annals of the New York Academy of Sciences, 1156(1), 81-96. https://www.researchgate.net/publication/24250208_Singer_T_Lamm_C_The_social_neuroscience_of_empathy_Ann_N_Y_Acad_Sci_1156_81-96

Shamay-Tsoory, S. G. (2011). The neural bases for empathy. The Neuroscientist, 17(1), 18-24. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/21071616/

Spreng*, R. N., McKinnon*, M. C., Mar, R. A., & Levine, B. (2009). The Toronto Empathy Questionnaire: Scale development and initial validation of a factor-analytic solution to multiple empathy measures. Journal of personality assessment, 91(1), 62-71. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/19085285/

Steiger, J. H. (2000). Point estimation, hypothesis testing, and interval estimation using the RMSEA: Some comments and a reply to Hayduk and Glaser. Structural Equation Modeling, 7(2), 149-162. https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1207/S15328007SEM0702_1

Tavasolli GH. (2001). Sociology theories. Tehran: Samt Publication [Persian]

Thompson, N. M., Van Reekum, C. M., & Chakrabarti, B. (2022). Cognitive and affective empathy relate differentially to emotion regulation. Affective science, 3(1), 118-134. https://link.springer.com/article/10.1007/s42761-021-00062-w

Thorndike R. (1990). Applid psychometrics. Hooman H, translator. Tehran: University of Tehran Press.

Van Dongen, J. D. (2020). The empathic brain of psychopaths: From social science to neuroscience in empathy. Frontiers in Psychology, 11, 695. https://www.frontiersin.org/articles/10.3389/fpsyg.2020.00695/full

Wheaton, B., Muthen, B., Alwin, D. F., & Summers, G. F. (1977). Assessing reliability and stability in panel models. Sociological methodology, 8, 84-136. https://www.scirp.org/(S(czeh2tfqyw2orz553k1w0r45))/reference/ReferencesPapers.aspx?ReferenceID=1887288

Wilczek-Rużyczka, E., & Kupczyk, M. (2021). LEVEL OF EMPATHY AND SEVERITY OF PSYCHOPATHIC TRAITS IN MEDICAL, LAW AND PSYCHOLOGY STUDENTS. Acta Neuropsychologica, 19(4). https://web.s.ebscohost.com/abstract?direct=true&profile=ehost&scope=site&authtype=crawler&jrnl=17307503&AN=154418142&h=WPZLVzHD%2bqOmjTA%2bJVS8%2fm2bjJelSHZwj8%2fj4r49zL1LTayxcgrjQKvH6TcbaTbHgpqqN4%2b4f%2bngVJQ2HVanSg%3d%3d&crl=c&resultNs=AdminWebAuth&resultLocal=ErrCrlNotAuth&crlhashurl=login.aspx%3fdirect%3dtrue%26profile%3dehost%26scope%3dsite%26authtype%3dcrawler%26jrnl%3d17307503%26AN%3d154418142

Zahavi, D. (2010). Empathy, embodiment and interpersonal understanding: From Lipps to Schutz. Inquiry, 53(3), 285-306. https://www.tandfonline.com/doi/abs/10.1080/00201741003784663

Zahavi, D., & Rochat, P. (2015). Empathy≠ sharing: Perspectives from phenomenology and developmental psychology. Consciousness and Cognition, 36, 543-553. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/26070850/

Zaki, J., & Ochsner, K. N. (2012). The neuroscience of empathy: progress, pitfalls and promise. Nature neuroscience, 15(5), 675-680. https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/22504346/

[1] Feeling with others

[2] Feeling for others

Construction and Validation of Job Behavior Questionnaire based on personality traits approach
Print Date : 2022-08-23
psychometric properties of the nomophobia questionnaire among Iranian students
Print Date : 2022-08-23
Development and Validation of Sport Aggression Styles Inventory: An instrument based on Millon’s personality theory
Print Date : 2022-11-22
Psychometric properties of the scale of marital infidelity
Print Date : 2022-11-22
Credit of Bioritem model using self-report scores in high school students in Yasuj
Print Date : 2024-12-02
A study of factor structure, reliability and validity of humor in workplace scale
Print Date : 2024-12-02

Share To

Article Url

Psychometric properties and factor structure of the Persian version of Empathic Experience Scale