ویژگی‌های روانسنجی پرسشنامه پنج بعدی ذهن‌آگاهی در بین مردم

نویسنده

استادیار روان‌شناسی دانشگاه آزاد اسلامی واحد اصفهان (خوراسگان)، اصفهان، ایران

چکیده

هدف پژوهش حاضر، بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی پرسشنامه پنج بعدی ذهن‌آگاهی، شامل: همسانی درونی، پایایی، روایی همگرا و روایی واگرا (تشخیصی) بود. به این منظور، نمونه‌ای با حجم 500 نفر از مردم شهر اصفهان (292 زن و 179 مرد) با روش نمونه‌گیری تصادفی چندمرحله‌ای انتخاب شدند. از همه شرکت‌کنندگان خواسته شد تا پرسشنامه پنج بعدی ذهن‌آگاهی، افسردگی، رضایت از زندگی و ویژگی فراخلق را تکمیل کنند و داده‌ها با تحلیل عاملی تأییدی تجزیه و تحلیل شد. نتایج تحلیل عامل تأییدی گویه‌های پرسشنامه ذهن‌آگاهی نشان داد که این مقیاس دارای پنج عامل بوده که شاخص‌های نیکویی برازش، مدل مؤید برازش مدل با داده‌ها بوده است. پایایی ضرایب همسانی درونی به روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه (با مقدار 81/0) رضایت‌بخش به‌دست آمد. ضرایب روایی همگرا و واگرای پرسشنامه ذهن‌آگاهی با مقیاس‌های افسردگی، رضایت از زندگی و ویژگی‌های فراخلق به ترتیب (424/0-، 257/0 و 588/0) به دست آمد که معنادار بود (0001/0p<). در مجموع، با توجه به روایی و پایایی این پرسشنامه، می‌توان در محیط‌های بالینی و آموزشی به منظور بررسی این سازه روان‌شناختی از آن استفاده نمود.
 

کلیدواژه‌ها


عنوان مقاله [English]

Psychometric Properties of the Five Facet Mindfulness Questionnaire in People

نویسنده [English]

  • I Sajjadian
Assistant Professor, Isfahan (Khorasgan) Branch, Islamic Azad University, Isfahan, Iran
چکیده [English]

The purpose of this research was to determine psychometric properties of the Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ), including internal consistency, reliability, convergent and divergent validity. Therefore a group of 500 people from Isfahan city (292 females and 179 males) were selected by multicluster randomize sampling. Participants were asked to complete the Five Facet Mindfulness Questionnaire (FFMQ), the center for epidemiologic studies- depression scale (CES-Q), the satisfaction with life scale (SWLS) and the trait meta-mood scale (TMMS). Data were analyzed using factor analysis through the confirmatory factor analysis. The result of confirmatory factor analysis showed five factors for FFMQ and the model’s goodness of fit indices proved model fitness with the Iranian data. Data were indicative of high level of cronbach's Alpha (0.81) reliability coefficient of FFMQ. The convergent and divergent validity of the questionnaire was examined by measurement tools for CES-Q, SWLS, TMMS and FFMQ and the relation results for the three criteria are sequentially as follow 0.424, 0.257 and 0.588 which are significant at (0.0001). Overall, the results showed FFMQ can be utilized in research and clinical and educational setting for measuring mindfulness.
 
 
 
 

کلیدواژه‌ها [English]

  • mindfulness questionnaire
  • validity
  • reliability
  • psychometry

موج شدیدی از علاقه به آموزش ذهن‌آگاهی در حوزه روانشناسی بالینی به عنوان مداخله روانی- اجتماعی به وجود آمده است. کارهای اساسی در تدوین ابزار اندازه‌گیری که یک تعریف عملیاتی از سازه ذهن‌آگاهی را به وجود آورد، توسط کابات زین[1] (2003، به نقل از نجاتی و همکاران، 1391) صورت گرفته است. او این اصطلاح را به عنوان "هشیاری پدیدار شده به واسطه توجه کردن به هدف در لحظه حاضر و توضیح دادن لحظه به لحظه تجربه به‌طور غیر قضاوتی" تعریف نمود.

بیشاپ و همکاران[2]، 2004؛ دیمیدجیان و لینه هان[3]، (2003) این تعریف را به تنظیم توجه (خودتنظیمی توجه، به‌طوری که تجربه بی‌واسطه را تداوم بخشد در نتیجه بازشناسی از وقایع ذهنی در لحظه حاضر را افزایش دهد) و جهت‌یابی فرد به تجربه (انتخاب جهت به سوی تجربه فرد در لحظه حاضر، نوعی جهت‌یابی که با حس کنجکاوی، گشودگی و پذیرش مشخص می‌شود) گسترش دادند.

در این تعاریف چهار مؤلفه مشترکند: 1ـ توانایی تنظیم توجه؛ 2ـ گرایش به تجربه بی‌واسطه یا حاضر؛ 3ـ آگاهی از تجربه و 4ـ نگرش همراه با پذیرش یا غیرقضاوتی نسبت به تجربه (فلدمن و همکاران[4]، 2004). تمرین‌های ذهن‌آگاهی شامل مجموعه‌ای از مهارت‌هاست که در چندین مداخله به‌طور وسیعی در زمینه‌های پزشکی و سلامت روان به کارگرفته می‌شوند. مداخلات مبتنی بر ذهن‌آگاهی عبارتند از: کاهش استرس مبتنی بر ذهن‌آگاهی (کابات زین، 1994)، شناخت درمانی مبتنی بر ذهن‌آگاهی (سگال و همکاران[5]، 2002)، رفتاردرمانی دیالکتیکی (لینه هان، 1993)، درمان مبتنی بر پذیرش و تعهد (هایس و همکاران[6]، 1999) و پیشگیری از عود برای سوءمصرف مواد (پارکس و همکاران[7]، 2001).

این مداخلات اثربخشی خود را بر مشکلات متنوعی در کودکان، نوجوانان و بزرگسالان نشان داده است و به‌طور مؤثری استرس، اضطراب، افسردگی، درد مزمن، خستگی مفرط و جلوگیری از عود الکل و سوء مصرف مواد را کاهش می‌دهند (بائر[8]، 2003؛ کارمودی[9] و بائر، 2008؛ کوهن ـ کاتز و همکاران[10]، 2005؛ هافمن و همکاران[11]، 2010؛ کایکن و همکاران[12]، 2008؛ سگال و همکاران، 2002؛ شاپیرو و همکاران[13]، 2005؛ تیزدال و همکاران، 2000؛ ویتکویتز و همکاران[14]، 2005).

اگرچه مطالعاتی که انجام گرفته است، اثربخشی مداخلات ذهن‌آگاهی محور را به عنوان روشی مؤثر بر کاهش پریشانی در جمعیت‌های پزشکی، روان‌پزشکی و غیربالینی نشان داده‌اند (بائر، 2003؛ گروسمن و همکاران[15]، 2004؛ هافمن و همکاران، 2010؛ سالمون و همکاران، 2004 و سگال و همکاران، 2002)؛ اما نبود ابزارهای ذهن‌آگاهی روا و پایا که فرایندهای اساسی را بسنجد و به پیامدهای مثبت منجر گردد، مانع پیشرفت‌های نظری شده است. پرسشنامه‌های ذهن‌آگاهی با ویژگی‌های روان‌سنجی قوی می‌توانند مشخص کنند که آیا مهارت‌های ذهن‌آگاهی پس از شرکت در یک مداخله ذهن‌آگاهی محور در جمعیت‌های بالینی و غیربالینی افزایش می‌یابند و کاهش در اختلالات روان‌شناختی را واسطه‌گری می‌کنند (بائر و همکاران، 2004 و 2006).

برخی از دانشمندان ذهن‌آگاهی را به عنوان مجموعه‌ای از مهارت‌ها که می‌تواند آموخته و تمرین شود، توصیف نموده‌اند. این مهارت‌ها عبارتند از: مشاهده، توصیف، اقدام‌آگاهانه، غیرقضاوتی بودن نسبت به تجارب درونی و غیرواکنشی بودن نسبت به تجارب درونی (سگال و همکاران، 2002). در این راستا، شناسایی مفهومی ابعاد ذهن‌آگاهی ضروری و به شرح زیر است: همه تعاریف درباره ذهن‌آگاهی بر اهمیت مشاهده، آگاهی و توجه به دامنه‌ای از محرک‌ها، شامل پدیده‌های درونی مثل: احساسات بدنی، شناخت‌ها، هیجان‌ها و پدیده‌های بیرونی مثل صداها و بوها تأکید دارند (دیمیدجیان و لینه هان، 2003؛ سگال و همکاران، 2002).

مشاهده به‌صورت آگاهی یا توجه به تجارب درونی و بیرونی، مانند توجه دقیق به عواملی همچون: موقعیت، شدت و استمرار احساسات و کیفیت زیر و بمی، بلندی و آهنگ صدا تعریف می‌شود (بولمیجر و همکاران[16]، 2011).

منظور از توصیف[17] برچسب زدن به تجارب درونی توسط کلمات است. هنگامی که الگوهای تکراری از افکار یا چیزی که مشاهده شده است روی می‌دهد، افراد ترغیب می‌شوند که از قضاوت، تفکر و تعمق در خصوص ریشه‌های این الگوها خودداری کنند. در عوض، افراد آموزش داده می‌شوند که به این الگوها برچسب مختصر بزنند و توجه به لحظه حاضر را ادامه دهند (بولمیجر و همکاران، 2011).

اقدام آگاهانه[18] درگیری کامل فرد در فعالیت معمول با توجه کامل، یا تمرکز بر آگاهی بر یک چیز در یک زمان، مؤلفه اصلی بسیاری از تعاریف ذهن‌آگاهی است (بائر و همکاران، 2004).

کارورزان ذهن‌آگاهی ترغیب می‌شوند که این مهارت را به وسیله انجام فعالیت‌های روزمره، مانند مسواک زدن دندان‌ها یا شستن ظروف با توجه کامل گسترش دهند (بائر و همکاران، 2004).

چهارمین مهارت ذهن‌آگاهی، پذیرش، غیرقضاوتی بودن و داشتن وضعیت غیرارزش‌گذارانه نسبت به تجربه درونی[19] و افکار و احساسات است. برای پذیرش بدون قضاوت باید از به کاربردن برچسب‌های ارزش‌گذارانه، مانند: خوب یا بد، درست یا غلط، بافایده یا بی‌ارزش جلوگیری شود (مارلات و کریستلر[20]، 1999) و اجازه داده شود که واقعیت همان‌گونه که هست باشد، بدون این‌که برای اجتناب، فرار یا تغییر آن تلاشی صورت گیرد (دیمیدجان و لینه هان، 2003؛ سگال و همکاران، 2002).

در تمرین‌های بالینی این مهارت اغلب زمانی ترغیب می‌شود که فرد با تجارب ناخواسته‌ای، مانند: عواطف، شناخت‌ها و احساسات آزاردهنده روبه‌رو می‌شود (سگال و همکاران، 2002).

تشخیص و تأیید کردن حضور این پدیده‌ها و اجازه دادن به آن‌ها که همان‌گونه که هستند باشند، بدون این‌که فوراً و با عجله برای تغییر یا حذف آن‌ها اقدامی صورت گیرد، اساس این مهارت است.

غیرقضاوتی بودن، اغلب با مشاهده و توصیف در آمیخته می‌شود. هنگامی که فرد با تجربه ناخواسته‌ای روبه‌رو می‌شود، او به مشاهده دقیق، برچسب زدن به آن و اجازه دادن به این‌که این تجربه حاضر باشد، ترغیب می‌شود (سگال و همکاران، 2002). اعتقاد بر این است که باید از رفتارهای غیرانطباقی، تکانشی و خودکار پیشگیری و فرد به پاسخ‌های انطباقی ترغیب شود (بائر و همکاران، 2004).

غیرواکنشی بودن نسبت به تجارب درونی[21]: با عنوان اجازه دادن به احساسات و افکار که بیایند و بروند، بدون این‌که فرد تحت تأثیر آن‌ها قرار گیرد، تعریف می‌شود (بولمیجر و همکاران، 2011).

پرسشنامه پنج بعدی ذهن‌آگاهی که در مطالعات اخیر از نظر فراوانی پراستفاده‌ترین پرسشنامه ذهن‌آگاهی بوده است (بائر و همکاران، 2006؛ 2008؛ ون دام و همکاران[22]، 2009) یک ابزار خودگزارشی 39 سؤالی است که توسط بائر و همکاران (2006) براساس تحلیل عاملی گویه‌ها از پنج پرسشنامه بسیار پرکاربرد ذهن‌آگاهی شامل: مقیاس هشیاری توجه ذهن‌آگاهانه[23] (براون و ریان[24]، 2003)، پرسشنامه ذهن‌آگاهی فرایبورگ[25] (باچهلد و همکاران[26]، 2001)، پرسشنامه ذهن‌آگاهی کنتاکی[27] (بائر و همکاران، 2004)، مقیاس تجدیدنظر شده شناختی ـ عاطفی ذهن‌آگاهی[28] (فلدمن و همکاران، 2004) و پرسشنامه ذهن‌آگاهی (چادویک و همکاران[29]، 2008) تدوین شد. داده‌های جمع‌آوری شده نشان داده‌اند که ساختار پنج عاملی این ابزار نسبت به انواع نمونه‌ها مقاوم[30] بوده و شواهد پژوهشی، تشابه در نتایج مربوط به روایی سازه آن را تأیید کرده‌اند (بائر و همکاران، 2006 و 2008).

بائر و همکاران (2006) بر روی نمونه بزرگی از دانشجویان (613 نفر)، 112 سؤال از کل پنج ابزار اندازه‌گیری ذهن‌آگاهی را مورد تحلیل عامل اکتشافی قرار دادند. نمودار اسکری، یک الگوی پنج عاملی را نشان داد و تحلیل عاملی مرتبه دوم، مدل را با 33% واریانس تأیید نمود. چهار عامل از پنج عامل یافت شده در این ابزار با عوامل معرفی شده در پرسشنامه ذهن‌آگاهی کنتاکی قابل مقایسه بودند (بائر و همکاران، 2004). عامل پنجم شامل سؤال‌هایی از پرسشنامه ذهن‌آگاهی فرایبورگ بود که به عنوان یک وضعیت غیرواکنشی نسبت به تجربه درونی (غیرواکنشی) شناسایی شد. بالاترین چرخش سؤال‌هایی برای چهارعامل (مشاهده، اقدام آگاهانه، غیر قضاوتی بودن و توصیف) هر عامل 8 سؤال و برای عامل غیرواکنشی بودن 7 سؤال به دست آمد. این پنج عامل همسانی درونی کافی تا خوبی را با مقادیر آلفا که از 75/0 (غیرواکنشی بودن) تا 91/0 (توصیف) تغییر می‌کرد، نشان دادند.

روابط بین عوامل نسبتاً کم اما به لحاظ آماری معنادار از 15/0 تا 34/0 متغیر بود. تحقیقات اولیه که توسط بائر و همکاران (2004) در تدوین پرسشنامه ذهن‌آگاهی کنتاکی انجام گرفت، نشان داده است که بعد مشاهده در دو گروه نمونه دارای تجربه مراقبه و بدون تجربه مراقبه به شیوه متفاوت عمل می‌کند. برای آزمودن این مسأله، بائر و همکاران (2006) از بین نمونه دانشجویان تعدادی را که دارای درجه‌ای از تجارب مراقبه‌ای بودند، انتخاب نمودند (تعداد 190 نفر).

در این زیرنمونه تحلیل عاملی تأییدی نشان‌دهنده برازش خوب الگوی سلسله مراتبی بود که در آن پنج بعد، عناصر ذهن‌آگاهی بودند. به علاوه، همبستگی‌های بین بعد مشاهده و سازه‌های غیرانطباقی، منفی؛ اما غیرمعنادار به‌دست آمد.

نتایج نشان‌دهنده آن بود که بعد مشاهده نسبت به تمرین‌های مراقبه‌ای حسّاس است که ممکن است روابط آن با دیگر متغیرها را تغییر دهد؛ اما یادگیری مشاهده محرک‌های درونی به صورت ذهن‌آگاهانه، نیازمند تمرین مراقبه‌ای بیشتر از آن چیزی بود که در نمونه انتخاب شده بائر و همکاران (2006) از بین دانشجویان وجود داشت. لذا بائر و همکاران (2008) در پژوهش دیگری ارتباطات بین تجربه مراقبه، نمره‌های ذهن‌آگاهی و سازگاری روان‌شناختی را در گروهی که تجربه مراقبه داشتند، در مقایسه با افرادی که تجربه مراقبه نداشتند، بررسی نمودند.

نمره‌های ابعاد ذهن‌آگاهی همبستگی مثبتی با تجربه مراقبه نشان داد و گروهی که تجربه مراقبه داشتند، نمره‌های بالاتری نسبت به گروه بدون تجربه مراقبه به‌دست آوردند. ارتباط بین بعد مشاهده با سازگاری روان‌شناختی در گروه مراقبه و بدون تجارب مراقبه‌ای متفاوت بود. همه عوامل ذهن‌آگاهی به غیر از عامل مشاهده به‌طور معناداری بهزیستی روان‌شناختی را پیش‌بینی می‌کردند و تجارب مراقبه‌ای، پیش‌بینی‌کننده مهمی برای بهزیستی روان‌شناختی بود.

نتایج تحلیل عاملی که توسط بائر و همکاران (2006)انجام گرفت، نشان می‌دهد که مدل پنج عاملی سلسله مراتبی فقط در نمونه‌ای از دانشجویان که تجربه مراقبه داشتند مناسب است؛ اما در پژوهش بائر و همکاران (2008) و نیوسر[31] (2010) مدل پنج عاملی در نمونه‌ای که شامل ترکیبی از افراد (با تجربه مراقبه و بدون تجربه مراقبه بودند) برازش خوبی را نشان داد.

در پژوهش نیوسر (2010) در گروه بدون تجربه مراقبه هر پنج بعد با نمره کل ذهن‌آگاهی ارتباط مثبت داشتند و روابط به لحاظ آماری معنادار و از (76/0) تا (45/0) متغیر بود و بعد مشاهده ارتباط منفی؛ اما غیرمعنادار با بعد غیر قضاوتی بودن و مثبت و غیرمعنادار با بعد اقدام آگاهانه نشان داد.

روابط سایر ابعاد با هم مثبت و معنادار بود. در گروه دارای تجربه مراقبه نیز هر پنج بعد ارتباط مثبت و قوی با نمره کل ذهن‌آگاهی نشان دادند که از (65/0) تا (75/0) متغیر بود. ارتباطات بین ابعاد ذهن‌آگاهی، مثبت و به لحاظ آماری معنادار بود و دامنه روابط بین (30/) تا (55/0) متغیر بود. شایان ذکر است که در اعتباریابی ابزار پنج بعدی ذهن‌آگاهی بائر و همکاران (2006) از بخش‌های سؤال‌ها به منظور کاهش دشواری نمره‌های بزرگ کوواریانس استفاده کردند (جمع یا تقسیم دو یا بیشتر سؤال‌ها با هم از همان مقیاس و استفاده نمره‌های بخش‌ها به جای نمره‌های سؤال‌ها) که البته این کار بحث برانگیز بود. با وجود این، برای استفاده از بخش‌ها تحت شرایط خاص در مدل معادلات ساختاری حمایت وجود دارد (کافمن و مک کالوم[32]، 2005). به هر حال، در فرایند تدوین مقیاس، اجماع کلی این است که نباید بخش‌ها استفاده شوند؛ زیرا آن‌ها می توانند روابط بین سؤال‌ها و عوامل در یک مقیاس و همین‌طور تا حد امکان مشخصات اشتباه مدل را پنهان سازند (ورثینگتون و ویتاکر[33]، 2006).

اخیراً ابزارهای اندازه‌گیری ذهن‌آگاهی، با سازه‌های مرتبط نظری گوناگون شامل گشودگی در برابر تجربه، نشانه‌های روان‌شناختی، هوش هیجانی، اجتناب تجربی و نشخوار ذهنی همبستگی نشان داده‌اند (نیوسر، 2010).

بائر و همکاران (2006) همبستگی مثبت بین ذهن‌آگاهی، گشودگی و هوش هیجانی و همبستگی منفی بین ذهن‌آگاهی، آلکسی تایمی، نشانه‌های روان‌شناختی، روان رنجورخویی و سرکوب فکر را نشان داده‌اند. برخی از ابزارهای اندازه‌گیری معمول مثل پرسشنامه ذهن‌آگاهی چادویک و همکاران (2008) و پرسشنامه تجارب[34] فرسکو و همکاران[35] (2007) ابزارهای تک عاملی از تمرکززدایی یا غیرواکنشی بودن هستند و عامل‌های بسیار اختصاصی ذهن‌آگاهی را ارزیابی می‌کنند که ممکن است قابلیت کاربرد آن‌ها را محدود کند.

محققان در خصوص روایی پرسشنامه ذهن‌آگاهی فرایبورگ در نمونه‌هایی که مراقبه دریافت ننموده‌اند، استثنا قائل شده‌اند (والاچ و همکاران[36]، 2006). اما بائر و همکاران (2006) دریافته‌اند که پرسشنامه ذهن‌آگاهی فرایبورگ ابزاری روا در نمونه‌هایی است که هم مراقبه دریافت کرده‌اند و هم آن‌هایی که سابقه مراقبه نداشته‌اند. مقیاس تجدیدنظر شده شناختی ـ عاطفی ذهن‌آگاهی فلدمن و همکاران (2004) و پرسشنامه تجارب هنوز باید از طریق مقایسه نمره‌های دو نمونه ارزیابی گردد.

پرسشنامه چند بعدی ذهن‌آگاهی بهترین ابزار اندازه‌گیری ذهن‌آگاهی است؛ زیرا بیشترین عوامل از سازه ذهن‌آگاهی را شامل می‌شود. نقطه قوت اصلی این ابزار این است که دربرگیرنده تعدادی از ابزارهای اندازه‌گیری ذهن‌آگاهی است که به محققان اجازه می‌دهد به تمام عواملی که در هر ابزار استفاده شده است، دسترسی داشته باشند و به یک مدل پنج عاملی که به‌طور معمول فراگیرترین ابزار اندازه‌گیری ذهن‌آگاهی است، منجر می‌شود.

همان‌طور که بائر و همکاران (2006) پیشنهاد داده‌اند، باید پژوهش‌های دیگری صورت گیرد تا پرسشنامه چندبعدی ذهن‌آگاهی را با نمونه‌های متنوع و در جوامع دیگر با خصوصیات فرهنگی متفاوت به منظور تأیید ساختار عاملی این ابزار بررسی نماید. این پژوهش مبتنی بر نبود یک ابزار روا و پایا برای سنجش ذهن‌آگاهی و بنابر ادعاهای موجود در پیشینه پژوهش مبنی بر مقاوم بودن این ابزار در نمونه‌های مختلف با هدف تعیین ویژگی‌های روان‌سنجی ابزار مذکور انجام گرفت.

در این مطالعه، همسانی درونی مقیاس چندبعدی ذهن‌آگاهی (به‌صورت کلی و ابعاد آن) با استفاده از آلفای کرونباخ محاسبه شد و روایی همگرا و واگرای (تشخیصی) این مقیاس از طریق اجرای همزمان مقیاس افسردگی، ویژگی فراخلق و رضایت از زندگی در مورد آزمودنی‌ها به‌دست آمد.

بنابراین، سؤال‌های این پژوهش عبارتند از:

1- آیا مقیاس چندبعدی ذهن‌آگاهی از پایایی کافی برخوردار است؟

2- آیا مقیاس چندبعدی ذهن‌آگاهی از روایی کافی برخوردار است؟

3- مقیاس ذهن‌آگاهی  از چه عواملی اشباع شده است؟

 

روش پژوهش

این پژوهش توصیفی ـ مقطعی و از نوع مطالعات روان‌سنجی است. جامعه آماری پژوهش حاضر را کلیه زنان و مردان18سال به بالای ساکن در شهر اصفهان تشکیل داده‌اند. جامعه آماری فوق‌الذکر به جز شرط سنی دارای محدودیت تحصیلاتی،شغلی و وضعیت تأهل نبوده است.

 نمونه این پژوهش، شامل 500 زن و مرد ساکن در شهر اصفهان بود که براساس فرمول تعیین حجم نمونه کوهن، مانیون و موریسون (2000)، برحسب خطای 05/0 به دست آمد و با یافته‌های جدول کرجسی و مورگان (1971) نیز مقایسه شد (به نقل از حسن‌زاده، 1385؛ نادی و سجادیان، 1389).

برای دستیابی به این نمونه، از روش نمونه‌گیری تصادفی چندمرحله‌ای استفاده شده بر اساس نقشه شهری، شهر اصفهان به چهار منطقه شرق، غرب، جنوب و شمال تقسیم شد. سپس از هر منطقه 5 تا 8 خیابان (براساس تعداد خیابان‌های هر منطقه) اصلی به‌صورت تصادفی انتخاب شدند. در مرحله بعد، از هر خیابان تعداد 5 کوچه اصلی انتخاب شد و در مرحله سوم از هر کوچه به‌صورت تصادفی 5 منزل یا 5 مغازه برای نمونه‌گیری (براساس پلاک فرد و زوج) انتخاب شد. بنابراین، از هر منطقه بین 25 تا 40 کوچه انتخاب شد.

پرسشنامه‌های این پژوهش همه به صورت یک جا به افرادی که برای نمونه انتخاب می‌شدند، تحویل و به صورت انفرادی (نه گروهی) پاسخ داده می‌شد. برای هر فرد، ابتدا توضیح کلی در باب نحوه پاسخگویی هر پرسشنامه ارائه شده، سپس پرسشنامه‌ها در اختیار آن‌ها قرار گرفت تا پاسخ دهند. زمان پاسخگویی به همه پرسشنامه‌ها همراه با هم بین 30 تا 35 دقیقه به‌طور میانگین بوده است. در ابزار پنج بعدی ذهن‌آگاهی، آزمودنی‌ها به یک مقیاس پنج درجه‌ای بر روی طیف لیکرت (هرگز=1 و همیشه=5) پاسخ می‌دهند. حداکثر نمره کسب شده در این ابزار 195 و حداقل 39 است.

یافته‌های بائر و همکاران (2006) در ارتباط با نسخه کامل ابزار نشان می‌دهد که پایایی این ابزار به روش آلفای کرونباخ برای کل 93/0 و برای زیرمقیاس‌ها بین 84/0 تا 93/0 در نوسان بوده است. همچنین، روایی این مقیاس به روش روایی سازه و با استفاده از روش تحلیل عاملی اکتشافی مطلوب گزارش شده است. مقیاس ذهن‌آگاهی برای انگلیسی زبان‌ها ساخته شده است؛ بدین ترتیب در مرحله اول می‌‌بایست نسخه انگلیسی آن با توجه به دستورالعمل پیوست ابزار به فارسی ترجمه می‌شد.

قبل از این کار طی مکاتبه‌ای، به‌طور رسمی از صاحب امتیاز این مقیاس مجوز کتبی اخذ شد. پس از ترجمه فارسی توسط یکی از استادان گروه زبان انگلیسی، به زبان انگلیسی ترجمه عکس شد و با اصل پرسشنامه مطابقت داده شد. سپس پرسشنامه در اختیار سه داور متخصص روانشناس قرار داده شد تا روایی صوری آن بررسی گردد. پس از اصلاحات لازم برای تعیین قابلیت فهم سؤال‌ها، پرسشنامه در یک نمونه محدود بررسی شد تا اشکالات احتمالی مشخص گردد. پس از رفع اشکالات، فرم نهایی تهیه شد و پرسشنامه در اختیار آزمودنی‌ها قرار گرفت و نتایج استخراج گردید.

 

ابزارهای پژوهش

پرسشنامه ذهن‌آگاهی بائر و همکاران (2006)، پنج بعد از ذهن‌آگاهی (مشاهده، توصیف، اقدام‌آگاهانه، غیرواکنشی بودن وغیر قضاوتی بودن) را در زندگی روزانه ارزیابی می‌کند.

علائم افسردگی توسط مقیاس افسردگی مرکز مطالعات همه‌گیر شناسی[37] رادولف (1977) اندازه‌گیری شد. این مقیاس برای تحقیق همه گیرشناسی افسردگی در جمعیت عمومی و اندازه‌گیری علائم معمول در یک چارچوب خودگزارش‌دهی ساختاریافته توسط رادولف (1977) تدوین گردید. سؤال‌ها براساس تجربه هفته قبل درجه‌بندی می‌شد و در یک مقیاس چهار درجه‌ای طیف لیکرت نمره‌گذاری می‌شد (0= بندرت یا هیچ وقت) و (3= اکثر یا همه اوقات). نمره‌های بالاتر نشانه‌شناسی افسردگی بیشتر را تعیین می‌کرد. نمونه سؤال‌ها شامل: "به آینده امیدوار بودم" و "در دوره‌هایی گریه کرده‌ام". این ابزار توانایی تمیز بین نمونه‌های بیماران روانپزشکی بستری و جمعیت عمومی را داشته و با ابزارهای اندازه‌گیری مرتبط همبستگی مورد انتظار را نشان داده است (رادولف، 1977). همسانی درونی خوبی نیز برای جمعیت عمومی (85/0µ=) و بیماران سرپایی (90/0 µ=) گزارش شده است. همان‌طور که بائر و همکاران (2006) در مطالعه خود نشان دادند، تمرین‌های ذهن‌آگاهی با کاهش نشانه‌های آسیب‌شناسی روانی همراه است بنابراین، انتظار می‌رود بین متغیر افسردگی و پرسشنامه ذهن‌آگاهی رابطه منفی به دست آید. بنابراین، برای بررسی روایی واگرا از این پرسشنامه استفاده شد.

مقیاس ویژگی فراخلق[38] سالوی و همکاران[39] (1995) برای ارزیابی تفاوت‌های فردی در هوش‌هیجانی استفاده شده است و شامل 30 سؤال و سه زیرمقیاس است: توجه به احساسات فرد[40] (شامل 13 سوال)، وضوح احساسات[41] (شامل 11 سوال) و ترمیم خلق[42] (شامل 6 سؤال) که هر سه زیرمقیاس همسانی درونی خوبی را نشان داده‌اند.

ضرایب آلفای کرونباخ برای سه زیرمقیاس به ترتیب 86/0، 87/0 و82/0 و قابل اعتماد بود (سالوی و همکاران، 1995). در این پژوهش، از نمره کل این مقیاس استفاده شده است. سؤال‌ها در مقیاس پنج درجه‌ای طیف لیکرت (1= کاملاً مخالفم تا 5= کاملاً موافقم) نمره‌گذاری شد.

این ابزار با شاخص‌های روانی ـ اجتماعی و خودگزارش‌دهی واکنش‌های انطباقی به استرس همبستگی نشان داده است (سالووی و همکاران، 2002).

مقیاس ویژگی فراخلق در تحقیقات پیشین ذهن‌آگاهی استفاده شده و همبستگی مثبتی با ذهن‌آگاهی نشان داده است (بائر و همکاران، 2006). با توجه به تحقیق بائر و همکاران (2004 و 2006) که به بررسی مؤلفه‌های ذهن‌آگاهی پرداخته و به رابطه مثبت هوش هیجانی با ذهن‌آگاهی اشاره کرده‌اند و با توجه به این‌که بسیاری از توصیفات مربوط به ذهن‌آگاهی شامل مشاهده و توصیف احساسات است و این صفات از عناصر هوش هیجانی نیز هست، از این پرسشنامه به منظور بررسی روایی همگرای پرسشنامه ذهن‌آگاهی استفاده شده است.

مقیاس پنج سؤالی رضایت از زندگی[43] داینر و همکاران[44] (1985) برای اندازه‌گیری رضایت از زندگی کلی استفاده شده است. سؤال‌ها در یک طیف 7 درجه‌ای لیکرت نمره‌گذاری می‌شوند (1= کاملاً مخالفم تا 7= کاملاً موافقم). نمره‌های بالاتر بیانگر رضایت از زندگی بیشتر است. همسانی درونی گزارش شده بالا (87/0µ=) و ضریب پایایی آزمون بازآزمون با فاصله دو ماه (82/0=r) به‌دست آمد.

سیگل[45] (2010) ذهن‌آگاهی را روشی نوین برای بالابردن توانایی سازش و ارتباط کارآمدتر با زندگی دانسته است که موجب تسکین یا تخفیف دردها و آلام آدمی و غنی بخشی بیشتر به زندگی و معناداری لذت بخش آن می‌شود. لذا رضایت از زندگی به منظور بررسی روایی همگرای پرسشنامه ذهن‌آگاهی به کار برده شد.

نتایج

از 500 پرسشنامه توزیع شده، 488 پرسشنامه قابل تحلیل و بقیه موارد به علت مخدوش بودن از مطالعه حذف شدند. درصد پاسخ‌دهی در این مطالعه 6/97 درصد و 179 نفر از آزمودنی‌ها مرد (معادل 7/36 درصد) و292 نفر از آزمودنی‌ها زن (معادل 8/59 درصد) بودند و 17 نفر از آزمودنی‌ها (5/3 درصد) به جنسیت خود اشاره‌ای نکرده‌اند.

ترکیب سنی این 488 نفر نیز بدین شرح است: 247 نفر 18 تا 27 سال (معادل 6/50 درصد)، 124 نفر بین 28 تا 37سال (معادل 4/25 درصد)، 64 نفر بین 38 تا 47 سال (معادل 1/13 درصد)، 26 نفر بین 48 تا 57 سال (معادل 3/5 درصد)، 6 نفر بین 58 تا 67 سال (معادل 2/1 درصد) و 1 نفر بین 68 تا 77 سال (معادل 2/0 درصد). بیشتر آن‌ها در گروه سنی 27- سال 18 (247 نفر معادل 6/50 درصد) قرار داشتند. میانگین سنی آزمودنی‌ها 62/29 با انحراف معیار 86/9 بود.

میانگین و انحراف معیار پنج عامل مقیاس ذهن‌آگاهی در جدول (1) ارائه شده است. شایان ذکر است که نمودار ستونی به‌طور بصری برای ذهن‌آگاهی و ابعاد آن بررسی شد و اختلاف فاحشی با منحنی نرمال نداشت.

 

جدول 1. میانگین و انحراف معیار و نتایج آزمون t نمره‌های پرسشنامه ذهن‌آگاهی و ابعاد آن در مردان و زنان

 

میانگین

مردان

انحراف معیار

مردان

میانگین

زنان

انحراف معیار

زنان

میانگین

کل

انحراف معیار

کل

سطح معناداری

مشاهده

توصیف

اقدام آگاهانه

غیرقضاوتی بودن

غیرواکنشی بودن

نمره کل مقیاس ذهن‌آگاهی

17/27

13/27

39/27

40/21

14/22

23/125

78/4

23/5

05/6

53/4

28/4

68/16

39/27

92/26

99/26

70/20

09/21

10/123

16/5

51/5

63/5

79/4

84/4

84/14

21/27

89/26

01/27

98/20

44/21

53/123

05/5

44/5

84/5

69/4

61/4

71/15

65/0

69/0

47/0

12/0

02/0

15/0

 

نتایج آزمون t نمونه‌های مستقل که در جدول (1) آمده است، نشان می‌دهد که در نمره کل ذهن‌آگاهی و ابعاد آن به جز بعد غیرواکنشی بودن تفاوت معناداری بین زنان و مردان وجود ندارد. به علاوه، نتایج آزمون تحلیل واریانس یک‌راهه نشان داد که تفاوت معناداری به لحاظ ذهن‌آگاهی (79/0=f و 56/0=p) و ابعاد آن (مشاهده: 97/0=f و 44/0=p؛ توصیف: 78/1= f و 11/0=p؛ اقدام آگاهانه: 93/0=f و 46/0=p؛ غیر قضاوتی بودن: 12/1=f و 35/0=p و غیر واکنشی بودن: 31/0=f و 91/0=p) با توجه به سطح تحصیلات وجود ندارد. بنابراین، با توجه به عدم تفاوت معنادار در مقیاس مورد بررسی بر حسب دو متغیر جمعیت‌شناختی جنس و تحصیلات نیازی به ارائه جدول هنجار نیست.

در این پژوهش، برای بررسی پیش‌فرض کرویت (بررسی ماتریس ضرایب همبستگی بین متغیرها در جامعه) از آزمون کرویت بارتلت[46] استفاده شد.

همچنین، برای بررسی کفایت نمونه و مناسب بودن داده‌های گردآوری شده برای تحلیل عاملی از آزمون کایزر، مایر و اولکین[47] استفاده شد که نتایج آن در جدول (2) آمده است.

 

 

جدول 2. آزمون کرویت بارتلت و کمو (KMO)

آزمون کمو(KMO)

آزمون کرویت بارتلت

کفایت نمونه

df

p

817/0

455/3380

741

001/0

یافته‌های جدول (2) نشان داد که شاخص (817/0=KMO) و مقدار مجذور کای محاسبه شده برای آزمون کرویت بارتلت (455/3380) به‌دست آمده که در سطح آماری (001/0 p<) معنی‌دار است؛ یعنی فرض واحد بودن ماتریس همبستگی رد شد و داده‌ها برای انجام تحلیل عاملی اکتشافی و حجم نمونه کفایت می‌کند. در تحلیل عاملی اکتشاف صورت گرفته بر روی مقیاس ذهن‌آگاهی مدل‌های 2، 3،4 و 6 عاملی بررسی شد که به ترتیب (31/26 ،70/30، 91/34، 72/41 درصد) واریانس این سازه را تبیین می‌نماید. بنابراین، با توجه به این‌که درصد واریانس‌های تبیین شده در تحلیل عامل اکتشافی کمتر از 60 درصد است؛ لذا انجام تحلیل عاملی تأییدی ضرورت دارد (مولوی، 1386).در راستای تحلیل تأییدی داده‌ها با توجه زیربنای نظری ابزار و ادعای سازنده مقیاس در رابطه با عامل‌های استخراج شده، داده‌ها با توجه به ادعای بائر و همکاران (2006) و با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی برازش گردید.

 

جدول 3. ضرایب مسیر، خطای استاندارد، آزمون معناداری، ضریب تعیین، نام عوامل و ضریب آلفای کرونباخ خرده مقیاس‌ها

شماره گویه ()

ضریب مسیر

خطای استاندارد

T سوبل

ضریب تعیین (2R)

نام عامل

ضریب آلفای کرونباخ

1

6

11

15

20

26

31

36

19/0

62/0

41/0

55/0

49/0

43/0

57/0

60/0

061/0

065/0

064/0

060/0

061/0

055/0

054/0

056/0

03/3

60/9

42/6

21/9

09/8

72/7

58/10

89/10

025/0

23/0

11/0

21/0

17/0

15/0

28/0

29/0

مشاهده

62/0

2

7

12

16

22

27

32

37

60/0

64/0

46/0

47/0

53/0

62/0

45/0

60/0

048/0

052/0

057/0

053/0

055/0

054/0

053/0

052/0

59/12

48/12

15/8

90/8

51/9

53/11

49/8

66/11

34/0

34/0

16/0

19/0

21/0

30/0

17/0

30/0

توصیف

73/0

5

8

13

18

23

28

34

38

66/0

71/0

72/0

60/0

73/0

31/0

51/0

66/0

053/0

056/0

052/0

056/0

051/0

054/0

058/0

055/0

44/12

75/12

78/13

72/10

18/14

71/5

71/8

94/11

33/0

34/0

39/0

25/0

41/0

079/0

18/0

31/0

اقدام آگاهانه

76/0

3

10

14

17

25

30

35

39

64/0

62/0

60/0

18/0

71/0

56/0

20/0

055/0

058/0

059/0

059/0

061/0

058/0

055/0

057/0

063/0

15/11

53/10

26/10

99/2

29/12

29/10

58/3

87/0

30/0

27/0

26/0

024/0

35/0

26/0

035/0

0021/0

غیرقضاوتی‌بودن

64/0

4

9

19

21

24

29

33

36/0

38/0

48/0

59/0

52/0

63/0

51/0

059/0

062/0

060/0

058/0

058/0

056/0

056/0

12/6

19/6

07/8

03/10

06/9

29/11

10/9

11/0

11/0

18/0

27/0

22/0

33/0

22/0

غیرواکنشی‌بودن

64/0

(†) شماره گویه‌ها بر اساس مقیاس ارائه شده در فایل ضمیمه شده در دسترس است.

 

یافته‌های جدول (3) گویای آن است که ضرایب اثر همه گویه‌ها به جز گویه 39 بر حسب آماره تی (که باید بیش از 96/1 باشد) معنادار است و ضرایب اثر حاصل شده مدل پنج عاملی را تأیید می‌کند؛ لذا گویه 39 از نسخه ایرانی پرسشنامه حذف شد.

 

جدول 4. شاخص‌های نیکویی برازش مدل تحلیل عاملی تأییدی مقیاس

شاخص‌های آماری مقادیر

df

P value

GFI

AGFI

RMSEA

CFI

NFI

مقادیر برازش

54/1874

692

1/0

92/0

91/0

05/0

90/0

90/0

                   

 

از مجموعه آماره‌های برازش در مدل معادلات ساختاری، در این مدل 6 شاخص مطلوبیت برازش شاخص برازش هنجار شده[48]، شاخص برازش تطبیقی[49]، ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد[50]، شاخص نیکویی برازش اصلاح شده[51]، شاخص نیکویی برازش[52] و خی دو اندازه‌گیری شد.

یافته‌های جدول (4) گویای آن‌ است که مدل پنج بعدی مقیاس ذهن‌آگاهی از شاخص‌های برازندگی مناسبی برخوردار است.

دو شاخص نیکویی برازش اصلاح شده، و نیکویی برازش هر چقدر به یک نزدیک‌تر باشند، برازش کامل مدل را بیشتر نشان می‌دهند و کم بودن شاخص ریشه دوم میانگین مربعات خطای برآورد (05/0=(RMSEA به منزله مطلوبیت برازش مدل است.

از مجموع شاخص‌های برازش می‌توان دریافت که داده‌ها با مدل تحلیل عاملی مفروض هماهنگی کامل دارند و مدل مفهومی قابل تأیید است. ضریب آلفای کرونباخ، برای کل مقیاس پنج بعدی ذهن‌آگاهی (81/0) به دست آمد که مقدار بالاتر از 7/0 حد مطلوبی است.

روایی همگرا[53] و واگرای[54] (تشخیصی) مقیاس ذهن‌آگاهی از طریق اجرای همزمان پرسشنامه‌های افسردگی، رضایت از زندگی و ویژگی‌های فراخلق در مورد آزمودنی‌ها محاسبه شد.

ضرایب همبستگی پیرسون نشان می‌دهد که بین نمره آزمودنی‌ها در رضایت از زندگی با ذهن‌آگاهی و ابعاد آن (به جز در بعد غیرواکنشی بودن) و ویژگی‌های فراخلق با ذهن‌آگاهی و ابعاد آن همبستگی مثبت معنادار وجود دارد.

همچنین، مقیاس افسردگی با ذهن‌آگاهی و ابعاد آن (به جز بعد غیرواکنشی بودن)، همبستگی منفی معنادار نشان داد.

این نتایج در جدول (5) ارائه شده است و روایی همگرا و واگرای (تشخیصی) مقیاس ذهن‌آگاهی را تأیید می‌کند.

 

جدول 5. همبستگی بین ابعاد ذهن‌آگاهی با مقیاس افسردگی، رضایت از زندگی و ویژگی‌های فراخلق و مؤلفه‌های آن

ذهن‌آگاهی کل

غیرواکنشی بودن

غیرقضاوتی بودن

اقدام آگاهانه

توصیف

مشاهده

ابعاد ذهن‌آگاهی

مقیاس‌ها

424/0-**

257/0**

588/0**

053/0-

274/0**

219/0**

334/0-**

05/0

187/0**

472/0-**

136/0**

423/0**

286/0-**

207/0**

546/0**

100/0-*

112/0*

380/0**

افسردگی

رضایت از زندگی

ویژگی‌های فراخلق

(01/0> p)    **(05/0> p) *


بحث و نتیجه‌گیری

با توجه به اهمیت ارزیابی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس پنج بعدی ذهن‌آگاهی و ضرورت معرفی روایی و پایایی این ابزار برای سنجش این سازه و در جهت پرکردن خلاء دانش موجود در زمینه روایی تأییدی این مقیاس و ارائه مستندات محکم و مستدل برای کاربرد این مقیاس در ایران، این پژوهش طراحی و در بین مردم شهر اصفهان اجرا شد.

ملاک روایی مقیاس ذهن‌آگاهی، تأیید شاخص‌های برازش مدل تحلیل عاملی تأییدی داده‌های گردآوری شده (در دو وضعیت تک عاملی و پنج عاملی) و ملاک پایایی، به دست آمدن ضریب آلفای کرونباخ بالاتر از 7/0 بود که در این ارتباط ضریب آلفای کرونباخ کل مقیاس 81/0 به دست آمد که این ضریب در مطالعه بائر و همکاران (2006) 93/0 به‌دست آمد.

همچنین، در بعضی خرده مقیاس‌ها، مقادیر به دست آمده کوچکتر از مقادیر مطالعات قبلی بود (بائر و همکاران، 2006؛ براین و همکاران[55]، 2012) که می‌تواند به علت پایین‌بودن درصد واریانس استخراج شده باشد. در ارتباط با روایی سازه این مقیاس و با توجه به پیشینه پژوهش‌های قبلی درباره ساختار پنج عاملی داده‌ها، تحلیل عاملی تأییدی اجرا شد و با استناد به تحلیل عاملی تأییدی، این پنج عامل تأیید شد که این نتایج بیانگر تأیید چارچوب نظری زیر بنایی روایی سازه این ابزار بود. مقادیر حاصل از شاخص‌های برازندگی و نیکویی برازش تحلیل عاملی تأییدی گویای ساختار عاملی مناسب مقیاس در بین نمونه مورد مطالعه بود که از این حیث، نتایج با یافته‌های بائر و همکاران (2006) همخوانی دارد.

همچنین، ضرایب مسیر گویه‌های هر پنج خرده مقیاس (به جز سؤال 39 که مقدار آماره T سوبل آن کمتر از 96/1 بود) با توجه به آماره T سوبل آن‌ها نشان‌دهنده تعلق بالای این گویه‌ها به عامل‌های خود بود. این یافته‌ها با نتایج پژوهش‌های قبلی از نظر ضرایب مسیر تا حدودی هماهنگی داشت.

شاخص‌های برازندگی مدل تحلیل عاملی نیز مؤید برازش مناسب مدل براساس داده‌های گردآوری شده بود که از این حیث، نتایج با یافته‌های بائر و همکاران (2006) همخوانی دارد. وجود رابطه مثبت معنادار بین ذهن‌آگاهی با رضایت از زندگی و ویژگی‌های فراخلق و رابطه منفی معنادار بین ذهن‌آگاهی با افسردگی تأییدکننده روایی همگرا و واگرای (تشخیصی) پرسشنامه ذهن‌آگاهی است.

این یافته‌ها با نتایج بائر و همکاران (2004 و 2006) در خصوص ارتباط منفی سازه‌های غیرانطباقی (روان رنجوی، علائم افسردگی) و رابطه مثبت برای سازه‌های بسیار انطباقی (هوش هیجانی،رضایت از زندگی) هماهنگ است. آن‌ها همچنین اذعان داشته‌اند که توانایی یا تمایل به کاربرد کلمات برای تجارب خود به‌طور قوی با سلامت روان بیشتر مرتبط است.

نیوسر (2010) اذعان داشت که نمره‌های بالاتر در ویژگی فراخلق با همدلی، کنترل خود و تمایز احساسات مرتبط بوده که با افزایش ذهن‌آگاهی همراه است. به علاوه، رضایت از زندگی بالاتر، هوش هیجانی افراد را افزایش می‌دهد و وجود علائم افسردگی با ذهن‌آگاهی پایین‌تر مرتبط است.

از آنجا که بسیاری از تعاریف ذهن‌آگاهی در برگیرنده مشاهده و توصیف احساسات است؛ لذا وجود رابطه مثبت بین ذهن‌آگاهی و ویژگی‌های فراخلق منطقی به نظر می‌‌رسد (بائر و همکاران، 2006). این نتایج با یافته‌های حاصل از پژوهش حاضر همخوان است. این مسأله با بسیاری از مطالعات قبلی مبنی براثرهای مثبت آموزش‌های مبتنی بر ذهن‌آگاهی بر افزایش بهزیستی روان‌شناختی و کیفیت زندگی و کاهش علائم روان‌شناختی همخوانی دارد (کابات ـ زین، 1994؛ بائر، 2003؛ 2006؛ سگال و همکارن، 2002).

براین و همکاران (2012) نیز به وجود رابطه منفی بین ابعاد ذهن‌آگاهی و علائم روان‌شناختی مرتبط با افسردگی، اضطراب، بی لذتی و بی‌خوابی اشاره کرده‌اند.

در این مطالعه، همبستگی درونی در همه ابعاد ذهن‌آگاهی، به جز رابطه غیرواکنشی بودن و اقدام آگاهانه از نظرآماری معنادار به‌دست آمد. نتایج بیانگر رابطه منفی معنادار بین بعد مشاهده با بعد غیرقضاوتی بود. این نتایج با یافته‌های حاصل از مطالعه بائر و همکاران (2004 و 2006) هماهنگ است. آن‌ها پیشنهاد کردند که تجربه مراقبه کم افراد به توجه قضاوتی آن‌ها نسبت به تجارب منجر می‌شود.

در مطالعه دیگری که بائر (2008) بر روی دو گروه نمونه با تجربه مراقبه و بدون تجربه مراقبه انجام داد، نتایج گویای آن بود که بعد مشاهده در کسانی که تجربه مراقبه داشته‌اند، به گونه‌ای متفاوت عمل کرده است؛ اما در مطالعه نیوسر (2010) همبستگی بین همه ابعاد ذهن‌آگاهی مثبت به‌دست آمد.

از محدودیت‌های روش‌شناختی در این پژوهش، می‌توان به این نکته اشاره نمود که در این مطالعه توجهی به پیشینه افراد در ارتباط با داشتن یا نداشتن تجربه ذهن‌آگاهی و مراقبه صورت نگرفته است؛ لذا نمی‌توان مقایسه‌ای در خصوص مقایسه نتایج دو گروه (با تجربه مراقبه یا بدون آن) انجام داد. کاملاً مشخص است که افرادی که هرگز تجربه مراقبه‌ای نداشته‌اند یا حتی چیزی راجع به ذهن‌آگاهی نشنیده‌اند، هرگز نسبت به چگونگی ذهن‌آگاه بودن یا عدم ذهن‌آگاهی در زندگی روزمره فکر نمی‌کنند.

براون و ریان (2003) اذعان داشته‌اند که ذهن‌آگاهی یک تمایل درونی و ذاتی برای هر فرد است. بر این اساس، تحقیقات نشان داده‌اند که مراقبه ذهن‌آگاهی هشیاری را افزایش می‌دهد (بائر، 2009).

شایان ذکر است که پژوهش حاضر بر روی مردم شهر اصفهان و در سال 1392 انجام پذیرفته؛ بنابراین، در تعمیم نتایج به گستره‌های زمانی و مکانی دیگر باید با احتیاط عمل شود و در راستای رسیدن به نتایج استاندارد و پایدار مبنی بر روایی و پایایی، استمرار در بررسی ابعاد روان‌سنجی این ابزار پیشنهاد می‌گردد. به علاوه، با توجه به وجود شواهد پژوهشی موجود در مورد اهمیت بررسی فرایندها و مکانیسم‌های ذهن‌آگاهانه (براین و همکاران، 2012؛ نیوسر، 2010) می‌توان از این مقیاس برای پژوهش‌های اکتشافی استفاده نمود.

این پژوهش بر روی نمونه غیربالینی انجام گرفته است، لذا پیشنهاد می‌شود که این ابزار در میان نمونه‌های بالینی و برای کسانی که مبتلا به اختلالات بالینی تشخیص داده شده‌اند نیز اعتباریابی گردد. اعتباریابی این ابزار بر روی نمونه‌ای که تجربه مراقبه داشته‌اند نیز از پیشنهادهای دیگر این پژوهش است؛ چرا که با توجه به پیشینه پژوهشی، دریافت تجارب مراقبه‌ای تحلیل عاملی ذهن‌آگاهی و روابط آن با سایر متغیرها را افزایش می‌دهد.

بررسی روایی و پایایی این ابزار بر روی افراد فاقد تجربه مراقبه بود. بنابراین، می‌توان از این ابزار در زمینه غربالگری افراد فاقد تجربه در مطالعات بالینی استفاده نمود.

شایان ذکر است که در این مطالعه از روش سنتی آزمون برای اعتبارسنجی پرسشنامه استفاده شده است. پیشنهاد می‌شود که این مطالعه با روش سؤال پاسخ در نمونه‌ای با حجم بزرگتر انجام شود.

در مجموع، نتایج این پژوهش بیانگر این است که پرسشنامه پنج بعدی ذهن‌آگاهی دارای ویژگی‌های روان‌سنجی مطلوبی است و شناسایی ابعاد ذهن‌آگاهی می‌تواند برای فهم ماهیت این سازه و روابط آن با سایر متغیرها مفید باشد.



[1] Kabat-Zinn

[2] Bishop etal

[3] Dimidjian & Linehan

[4] Feldman etal

[5] Segal etal

[6] Hayes etal

[7] Parks etal

[8] Baer

[9] Carmody

[10] Cohen-Katz etal

[11] Hofmann etal

[12] Kuyken etal

[13] Shapiro etal

[14] Witkiewitz etal

[15] Grossman etal

[16] Bohlmeijer etal

[17] describing

[18] acting with awareness

[19] nonjudging of inner experience

[20] Marlatt & Kristeller

[21] nonreactivity to inner experience

[22] Van Dam etal

[23] Mindful Attention Awareness Scale

[24] Brown & Ryan

[25] Freiburg Mindfulness Inventory

[26] Buchheld etal

[27] Kentucky Inventory of Mindfulness

[28] Cognitive and Affective Mindfulness Scale Revised

[29] Chadwick etal

[30] robust

[31] Neuser

[32] Coffman & MacCallum

[33] Worthington & Whittaker

[34] experiences questionnaire

[35] Fresco etal

[36] Walach etal

[37] Center for Epidemiologic Studies-Depression Scale (CES-D)

[38] Trait Meta-Mood Scale (TMMS)

[39] Salovey etal

[40] attention to one’s feelings

[41] clarity of feelings

[42] mood repair

[43] Satisfaction with Life Scale (SWLS)

[44] Diener  etal

[45] Siegel

[46] Bartlet

[47]  Kaiser-Meyer-Olkin

[48] Normed Fit Index (NFI)

[49] Comparative Fit Index (CFI)

[50] Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA)

[51] Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI(

[52] Goodness of Fit Index )GFI(

[53] convergent validity

[54] divergent validity

[55] Bruin etal

حسن‌زاده، ر. (1385). روش تحقیق در علوم رفتاری. تهران: نشریه سالاوان.

مولوی، ح. (1386). راهنمای عملی Spss10-13-14 در علوم رفتاری. اصفهان: پویش اندیشه.

نادی، محمد علی و سجادیان، ایلناز. (1389). مقدمه‌ای بر روش تحقیق کاربردی در علوم انسانی. اصفهان: انتشارات دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان.

نجاتی، و؛ ذبیح‌زاده، ع؛ نیک فرجام، م. (1391). رابطه بین ذهن‌آگاهی و کارکردهای توجهی پایدار. مجله پژوهش‌های علوم شناختی و رفتاری دانشگاه اصفهان، سال دوم، ش 2، 41-32.

Baer, R. A. (2003). Mindfulness Training as a Clinical Intervention: A Conceptual and Empirical Review. Clinical Psychology: Science & Practice, 10, 125–143.

Baer, R. A. (2009). Self-focused Attention and Mechanisms of Change in Mindfulness-Based Treatment. Cognitive and Behaviour Therapy, 38 (1), 15–20.

Baer, R. A., Smith, G. T., and Allen, K. B. (2004). Assessment of Mindfulness by Self-Report: The Kentucky Inventory of Mindfulness Skills. Assessment, 11, 191-206.

Baer, R. A., Smith, G. T., Hopkins, J., Krietemeyer, J., and Toney, L. (2006). Using Self-Report Assessment Methods to Explore Facets of Mindfulness. Assessment, 13 (1), 27–45.

Baer, R. A., Smith, G. T., Lykins, E., Button, D., Krietemeyer, J., Sauer, S., Walsh, E., Duggan, D., and Williams, J. M. G. (2008). Construct Validity of the Five Facet Mindfulness Questionnaire in Meditating and Nonmeditating Samples. Assessment, 15, 329-342.

Bishop, S. R., Lau, M., Shapiro, S., Carlson, L., Anderson N. D., Carmody, J., Segal, Z. V., Abbey, S., Speca, M., Velting, D., and Devins, G. (2004).Mindfulness: a Proposed Operational Definition. Clinical Psychology: Science and Practice, 11, 230–240.

Bohlmeijer, E., Klooster, P. M., Fledderus, M., Veehof, M., and Baer, R. (2011). Psychometric Properties of the Five Facet Mindfulness Questionnaire in Depressed Adults and Development of a Short Form. Journals Permissions. 18 (3), 308–320.

Brown, K. W., and Ryan, R. M. (2003). The Benefits of Being Present: Mindfulness and its Role in Psychological Well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 84 (4), 822-848.

Bruin, E. I., Topper, M., Muskens, J. G. A. M. Bِgels, S. M., and Kamphuis, J. H. (2012). Psychometric Properties of the Five Facets Mindfulness Questionnaire (FFMQ) in a Meditating and a Non-meditating Sample. Assessment, 19 (2), 187–197.

Buchheld, N., Grossman, P., and Walach, H. (2001). Measuring Mindfulness in Insight Meditation (Vipassana) and Meditation-Based Psychotherapy: The Development of the Freiburg Mindfulness Inventory (FMI). Journal for Meditation and Meditation Research, 1, 11-34.

Carmody, J., and Baer, R. A. (2008). Relationships between Mindfulness Practice and Levels of Mindfulness, Medical and Psychological Symptoms and Well-being in a Mindfulness-Based Stress Reduction Program. Journal of Behavior Medicine, 31, 23-33.

Chadwick, P., Hember, M., Symes, J., Peters, E., Kuipers, E., and Dagnan, D. (2008). Responding Mindfully to Unpleasant Thoughts and Images: Reliability and Validity of the Southampton Mindfulness Questionnaire (SMQ). British Journal of Clinical Psychology, 47, 451–455.

Coffman, D. L., and MacCallum, R. C. (2005). Using Parcels to Convert Path Analysis Models in to Latent Variable Models. Multivariate Behavioral Research, 40 (2), 235-259.

Cohen-Katz, J., Wiley, S., Capuano, T., Baker, D., Kimmel, S., and Shapiro, S. (2005). The Effects of Mindfulness-Based Stress Reduction on Nurse Stress and Burnout. Holistica Nursing Practice, 19, 26-35.

Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., and Griffin, S. (1985). The Satisfaction with Life Scale. Journal of Personality Assessment, 49, 71-75.

Dimidjian, S., and Linehan, M. (2003) Defining an Agenda for Future Research on the Clinical Application of Mindfulness Practice. Clinical Psychology: Science an Practice, 10 (2), 166–171.

Feldman, G. C., Hayes, A. M., Kumar, S. M., and Greeson, J. M. (2004). Development, Factor Structure, and Initial Validation of the Cognitive and Affective Mindfulness Scale. Unpublished manuscript.

Fresco, D. M., Moore, M.T., Van Dulmen, M. H. M., Segal, Z. V., Ma, S. H., Teasdale, J. D., and Williams, J. M. G. (2007). Initial Psychometric Properties of the Experiences Questionnaire: Validation of a Self-Report Measure of Decentering. Behavior Therapy, 38 (3), 234-246.

Grossman, P., Niemann, L., Schmidt, S., and Walach, H. (2004). Mindfulness-Based Stress Reduction and Health-Benefits: A Metaanalysis. Journal of Psychosomatic Research, 57 (1), 35–43

Hayes, S. C., Strosahl, K. D., and Wilson, K. G. (1999). Acceptance and Commitment Therapy: An Experiential Approach to Behavior Change. New York: Guilford Press.

Hofmann, S. G., Sawyer, A. T., Witt, A. A., and Oh, D. (2010). The Effect of Mindfulness-Based Therapy on Anxiety and Depression: A Meta-Analytic Review. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 78, 169-183.

Kabat-Zinn, J. (1994). Wherever You Go, There You Are: Mindfulness Meditation in Everyday Life. New York: Hyperion.

Kuyken, W., Byford, S., Taylor, R. S., Watkins, E., Holden, E., White, K., and Teasdale, J. D. (2008). Mindfulness-Based Cognitive Therapy to Prevent Relapse in Recurrent Depression. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 76, 966-978.

Linehan, M. (1993). Cognitive–Behavioral Treatment for Borderline Personality Disorder. New York: Guilford Press.

Marlatt, G. A., and Kristeller, J. L. (1999). Mindfulness and Meditation. In W. R. Miller (Ed.), Integrating Spirituality into Treatment (pp. 67-84).Washington, DC: American Psychological Association.

Neuser, N. J. (2010). Examining the Factors of Mindfulness: A Confirmatory Factor Analysis of the Five Facet Mindfulness Questionnaire. Thesis, Dissertations and Capstone Projects.Pacific University.

Parks, G. A., Anderson, B. K., and Marlatt, G. A. (2001). Relapse Prevention Therapy. In N. Heather, T. J. Peters, & T. Stockwell (Eds.), International handbook of Alcohol Dependence and Problems (pp. 575-592). New York: John Wiley.

Radloff, L. S. (1977). The CES-D scale: A Self-Report Depression Scale for Research in the General Population. Applied Psychological Measurement, 1, 385-401.

Salmon, P., Sephton, S., Weissbecker, I., Hoover, K., Ulmer, C., and Studts, J. (2004). Mindfulness Meditation in Clinical Practice. Cognitive and Behavioral Practice, 11, 434-446.

Salovey, P., Mayer, J. D., Goldman, S. L., Turvey, C., and Palfai, T. F. (1995). Emotional attention, Clarity, and Repair: Exploring Emotional Intelligence Using the Trait Meta-Mood Scale. In J. W. Pennebaker (Ed.), Emotion, Disclosure and Health (pp. 125-154). Washington, DC: American Psychological Association.

Salovey, P., Stroud, L. R., Woolery, A., and Epel, E. S. (2002). Perceived Emotional Intelligence, Stress Reactivity, and Symptoms Reports: Further Explorations Using the Trait Meta-Mood Scale. Psychology & Health, 17, 611-627.

Segal, Z. V., Williams, J. M. G., and Teasdale, J. D. (2002). Mindfulness-Based Cognitive Behavior Therapy for Depression: A New Approach to Preventing Relapse. New York, NY: Guilford Press.

Shapiro, S. L., Astin, J. A., Bishop, S. R., and Cordova, M. (2005). Mindfulness-Based Stress Reduction for Health Care Professionals: Results for a Randomized Trial. International Journal of Stress Management, 12, 164-176.

Siegel, R.D. (2010). The Mindfulness Solution: Everyday Practices for Everyday Problems. NewYork: Guilford Press.

Teasdale, J. D., Segal, Z. V., Williams, J. M. G., Ridgeway, V. A., Soulsby, J. M., and Lau, M. A. (2000). Prevention of Relapse/Recurrence in Major Depression by Mindfulness-Based Cognitive Therapy. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 68, 615-623.

Van Dam, N. T., Earlywine, M., and Danoff-Burg, S. (2009). Differential Item Function across Meditators and Non-meditators on the Five Facet Mindfulness Questionnaire. Personality and Individual Difference, 47, 516-521.

Walach, H., Buchheld, N., Buttenmuller, V., Kleinknecht, N., and Schmidt, S. (2006). Measuring mindfulness-the Freiburg Mindfulness Inventory (FMI). Personality and Individual Differences, 40, 1543-1555.

Witkiewitz, K., Marlatt, G., and Walker, D. (2005). Mindfulness Based Relapse Prevention for Alcohol Use Disorders: The Meditative Tortoise Wins the Race. Journal of Cognitive Psychotherapy, 19, 221-228.

Worthington, R. L., and Whittaker, T. A. (2006). Scale Development Research: A Content Analysis and Recommendations for Best Practices. The Counseling Psychologist, 34 (6), 806-838.