نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دانشجوی دکتری روانشناسی بالینی، گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.
2 دانشیار ، گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.
3 استاد، گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شیراز، شیراز، ایران.
چکیده
کلیدواژه‌ها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
Epistemic trust means validating and fitting information that comes from others and has relationships with pathological and therapeutic factors. Therefore, the aim of this study was to investigate the psychometric properties of the Persian version of the Trust/Distrust/Epistemic Validity Questionnaire (ETMCQ) in the general population. In the first study, 510 Participants, and in the second one, 310 Participants aged 14 to 63 years old were selected by snowball sampling. The Participants of the first study answered the EMCTQ scale and demographic characteristics (age, gender, level of education) on the online platform of Porsal, and in the second study, they answered the EMCTQ and attachment scale, reflective performance, psychological safety, and general self-efficacy. The results of this study showed that the three-factor model of trust/mistrust/credulity in exploratory factor analysis and confirmation has a favorable fit. Cronbach's alpha coefficient was higher than 0.70 and was satisfactory; The test-retest coefficient of this questionnaire after three months intervals was 0.69 to 0.80. Correlation coefficients showed that scores of confidence/distrust/epistemic validity have a positive and significant relationship with general self-efficacy and reflexive performance. This relationship represents the convergent validity of the scale. The factor structure, reliability, and reliability of the epistemic trust/mistrust/credulity questionnaire for research applications and clinical diagnosis are acceptable and it can be said that the questionnaire is a useful and valid tool for conducting research related to epistemic trust in different areas of the relationship.
Introduction
One of the prerequisites for optimal interpersonal functioning is the capacity for mentalization (Fonagy et al., 1991; Frith, 1989) , which is closely related to concepts such as emotion recognition and trust (Bateman & Fonagy, 2016) . In recent years, Fonagy and Allison (2014), drawing on the findings of the Natural Knowledge Transfer Theory by Csibra and Gergely (2009) and the concept of Epistemic vigilance (Sperber et al., 2010), defined a construct called "epistemic trust," which is considered the core mechanism for the transfer of interpersonal information and is closely linked to attachment (Fonagy & Allison, 2014). The lack of epistemic trust leads to difficulties in mentalization and an inability to learn from others in an interpersonal context (Campbell et al., 2021). Epistemic trust means considering information received from others as meaningful, relevant to oneself, and generalizable to other situations (Campbell et al., 2021). Given the importance of cognitive trust in pathology and treatment and the lack of a standardized empirical tool in Iran, the standardization of this scale in the Iranian adolescent population could contribute to future research in this area.
method
The research population consisted of all adolescents with borderline personality traits in Shiraz City, both male and female, aged between 14 and 23 years. Participants were selected through snowball sampling method. The questionnaire link was sent to 310 students via mobile phone. Then the collected data were analyzed in SPSS 22 software.
Before the implementation, the Epistemic Trust Mistrust Credulity Questionnaire was translated into Persian by the authors and then independently translated back into English by a separate translator. No significant qualitative differences were observed between the two English versions. Data were then collected through the Porsall platform (https://panel.porsall.com/Research/MyResearches). In the first part of the study, participants were asked to complete the EMCTQ questionnaire along with social-demographic questions (age, gender, education level). In the second part, additional self-report scales were administered to examine the relationship between ETMCQ scores and reflective performance, experiences of close relationships (attachment), childhood trauma, and general self-efficacy.
This study used the Reflective Functioning Questionnaire (RFQ), Adult Attachment Styles Questionnaire, General Self-Efficacy Questionnaire, and Childhood Trauma Questionnaire (CTQ).
Results
In phase one, 530 participants responded to the ETMCQ questionnaire (Study 1, n = 530), consisting of 273 women (51.51%) and 257 men (48.5%), with ages ranging from 14 to 62 years (M = 26.47, SD = 12.88). After conducting exploratory factor analysis, three factors were extracted from the entire questionnaire, which explained 50.65% of the total variance of the scale. The eigenvalues for the factors of gullibility, trust, and distrust were 4.04, 3.59, and 2.19, respectively.
In phase two, 310 participants, aged between 14-23 years (89 participants, 28.7%, were between 14-18 years), participated, with 151 male participants (48.7%) and 159 female participants (51.3%). Examining the three-factor structure of the Epistemic Trust Questionnaire, confirmatory factor analysis was performed, with results shown in the table below.
The value of X2/df and RMSEA indices are 86.2 and 0.078 respectively. Internal consistency results, using Cronbach's alpha method, were as follows: for the subscales of trust, mistrust, and credulity, the values were 0.97, 0.96, and 0.96, respectively, indicating good reliability of the instrument.
Discussion
The results of the study indicate that with higher educational levels, epistemic credulity decreases. This may be due to the reinforcement and teaching of critical thinking in higher education, as well as the reduction of mental health symptoms in older age groups (Steptoe et al., 2015). There was no significant difference in epistemic trust between men and women, which may suggest that gender does not have an impact on cognitive positioning (Liotti et al., 2021) .
Epistemic trust has a positive and significant relationship with self-efficacy and reflective performance. This significance is rooted in the close connection between epistemic trust and mentalization, as confirmed in previous studies (Fonagy et al., 2018; Jurist, 2018; Jurist, 2005; Jurist et al., 2008). The positive relationship between epistemic trust and general self-efficacy originates from an individual's ability to acquire information in interpersonal relationships, particularly when their epistemic trust is high (Bateman & Fonagy, 2008; Campbell et al., 2021; Fonagy et al., 2018). Additionally, epistemic trust has a negative and significant relationship with childhood trauma, low mentalization, and (Liotti, 2019) insecure attachment (P < 0.05).
A negative and significant relationship exists between epistemic mistrust and both self-efficacy and reflective performance, while epistemic mistrust has a positive and significant relationship with childhood trauma and insecure attachment. When individuals experience difficulty in their childhood, they tend to struggle with trusting others (Knox, 2016; Luyten et al., 2020) .They may also find it hard to reduce their epistemic vigilance and view others as supportive (Liotti, 2019; Liotti et al., 2021; Oehlman Forbes et al., 2021). Anxious and ambivalent attachment styles are significant factors contributing to disrupted trust in relationships and are positively correlated with epistemic mistrust. That is because, theoretically, individuals with damaged attachment styles are less reliant on others, rigid, and inflexible, which reduces their capacity for acquiring new information (Bateman & Fonagy, 2008; Fonagy et al., 2017; Fonagy et al., 2018).
Epistemic credulity decreases with increasing educational levels, which is attributed to the enhancement of critical thinking in higher education (Campbell et al., 2021). Epistemic credulity has a positive and significant relationship with childhood trauma and insecure attachment, which is theoretically justified by the close link between the domains of attachment and epistemic trust (Bo et al., 2017; Campbell et al., 2021; Koenig & Harris, 2007). Epistemic credulity and epistemic mistrust have a positive relationship with insecure attachment (Bo et al., 2017). The negative relationship between epistemic credulity and self-efficacy arises from the fact that individuals with lower self-efficacy tend to have less agency, trust others' opinions and the analyses of situations more, and overlook their own agency when analyzing issues (Sherer et al., 1982).
کلیدواژه‌ها [English]
یکی از پیش‌نیازها برای عملکرد بین‌فردی بهینه ظرفیت برداشت صحیح مقاصد، هیجانات و باورهای دیگران در روابط و تعاملات اجتماعی است؛ این ظرفیت به «نظریۀ ذهن»[1] (Premack & Woodruff, 1978)، یا ذهنی‌سازی[2] (Fonagy et al., 1991b; Frith, 1989) اشاره دارد. معمولاً می‌توان ذهنی‌سازی را همان شناخت اجتماعی در نظر گرفت (Sharp et al., 2012). این سازه همچنین تشخیص هیجان و اعتماد را در بر می‌گیرد. نظریۀ ذهنی‌سازی برای اختلال شخصیت مرزی توسط فوناگی و همکاران ( Fonagy et al., 1991a) ارائه شد. بیشترین رشد نظری در حوزۀ ذهنی‌سازی مربوط به اعتماد معرفتی[3] است(Bateman & Fonagy, 2016). اعتماد معرفتی مفهومی کاربردی و درمانی به معنی گشودگی نسبت به انتقال اطلاعات بین‌فردی، یعنی پذیرفتن اطلاعاتی که از سمت دیگران می‌آید به عنوان معنی‌دار، مرتبط با خود و قابل تعمیم به سایر شرایط است (Campbell et al., 2021).
فوناگی و آلیسون (2014) با بهره‌گیری از یافته‌های نظریۀ انتقال دانش طبیعی سیبرا و جرجلی (2009) برای انتقال دانش مبتنی بر نشانه در ارتباطات اجتماعی و مفهوم هوشیاری معرفتی (عامل حفاظتی در مقابل اطلاعات نادرست و فریبنده‌ای که از سمت دیگران می‌آید) اسپربر و همکاران (2010) مدلی ارائه کردند که اعتماد معرفتی را به عنوان هستۀ انتقال اطلاعات بین‌فردی در نظر می‌گیرد که با دلبستگی پیوندی تنگاتنگ دارد (Fonagy & Allison, 2014; Csibra & Gergely, 2011; Sperber et al., 2010). در تعاملات اولیۀ نوزاد - والد، استفاده از سرنخ‌های ظاهری (Fonagy et al., 2007) مانند تماس چشمی، واکنش‌های تصادفی متناوب[4] و استفاده از لحن صدای مخصوص (بچه‌گانه صحبت کردن) حساسیت نوزاد را برمی‌انگیزد؛ در نتیجه، هوشیاری معرفتی برای لحظاتی به حالت تعلیق درمی‌آید (Csibra & Gergely, 2011; Király et al., 2013)، دلبستگی ایمن هم‌زمان با اعتماد معرفتی افزایش می‌یابد (Morandotti et al., 2018) و برقراری ارتباط برای انتقال دانش فرهنگی میسر می‌شود (Király et al., 2013). پاسخ‌دهی حساس به کودک نه فقط شامل اطمینان‌دهی و اهمیت دادن به عاملیت وی، بلکه در خدمت گشودن ذهن برای دریافت اطلاعات جدید و متناسب، تغییر عقاید و اصلاح رفتار طبق آن اطلاعات است (Bateman & Fonagy, 2016; Király et al., 2013). در بزرگسالی، از اعتماد معرفتی در ارتباطات ظاهری برای انتقال اطلاعات قابل تعمیم استفاده می‌شود (Bateman & Fonagy, 2016).
تروما و اعتماد/بی‌اعتمادی/زودباوری معرفتی
اعتماد معرفتی سالم شامل ظرفیت هوشیاری معرفتی در مواجهه با فریب احتمالی و در عین حال، حفظ اعتماد عمومی به اطلاعات منتقل‌شدۀ بین‌فردی است (Sperber et al., 2010). این مفهوم در آسیب‌شناسی روانی اهمیتی به‌سزا دارد؛ تا جایی که اختلال شخصیت ناشی از عدم ایجاد اعتماد معرفتی در روابط اولیه و عدم اعتماد به اطلاعات منتقل‌شدۀ بین‌فردی در نظر گرفته می‌شود (Allison & Fonagy, 2016; Fonagy & Allison, 2014)، عدم اعتماد یا بی‌اعتمادی معرفتی توسط فرآیندی به نام هوشیاری معرفتی نامتناسب (Fonagy & Allison, 2014) و تحت تأثیر ترومای پیچیده و رابطۀ دلبستگی در سال‌های اولیۀ رشد ایجاد می‌شود (Oreo & Ozgul, 2007). زمانی که اعتماد معرفتی به دلیل تجربیات پیشین کاهش یافته باشد، اکتساب اطلاعات متناسب شخصی - اجتماعی توسط فرد محدود می‌شود (Fonagy et al., 2015; Luyten et al., 2020) و کانال یادگیری وی دربارۀ دنیای اجتماعی بیرون تخریب می‌شود (در تجربیات اولیه با مراقب)، در ناامنی همیشگی و هوشیاری معرفتی پایدار گیر می‌افتد (Bateman & Fonagy, 2016) و از نظر معرفتی بیش از حد هوشیار (Sperber et al., 2010) یا متحجر (Fonagy & Allison, 2014) است؛ موضعی که بی‌اعتمادی معرفتی[5] نامیده می‌شود. از سوی دیگر، سبک دلبستگی سازمان‌یافتۀ مرضی با بیش‌فعال‌سازی سیستم دلبستگی، هوشیاری معرفتی[6] را در هم می‌شکند و افراد را در مقابل اطلاعات نادرست و فریب‌کارانه آسیب‌پذیر می‌کند (Bateman & Fonagy, 2016). این افراد ممکن است در حالت زودباوری معرفتی بمانند و تمایل به فریب خوردن داشته باشند (Sperber et al., 2010). در همین راستا، به‌تازگی اختلال در ارتباطات اجتماعی اولیه علت آسیب‌پذیری‌های بعدی در نظر گرفته می‌شود (Fonagy et al., 2015; Fonagy et al., 2017).
اهمیت ساخت ابزار سنجش اعتماد معرفتی
اعتماد معرفتی در رابطه‌درمانی نقشی به‌سزا دارد و همدلی، ذهنی‌سازی و اتحاد درمانی احتمالاً به عنوان نشانه‌های ظاهری که اعتماد را افزایش می‌دهند، در رابطه‌درمانی مورد توجه هستند (Csibra & Gergely, 2009; Fonagy & Allison, 2014). فرآیند یادگیری در بسیاری از مداخلات درمانی اهمیتی ویژه دارد و این فرآیند در زمینۀ اعتماد معرفتی رخ می‌دهد. همچنین، اتحاد درمانی بین بیمار - درمانگر که تغییر نگرش نسبت به یادگیری را ایجاد می‌کند، در زمینۀ اعتماد رخ می‌دهد (Falkenström et al., 2018). با افزایش اعتماد معرفتی، تغییرات درمانی از طریق انتقال اطلاعات امکان‌پذیر می‌شوند و همچنین، ظرفیت ذهنی‌سازی بهبودیافته باعث می‌شود هوشیاری معرفتی بیمار که مانع ارتباط اجتماعی مؤثر است، کاهش یابد (Fonagy et al., 2019). در دوران همه‌گیری کووید-19، الگوهای پاسخ‌دهی بیمارگونه با دفاع‌های ناپخته، صفات شخصیتی بدکارکرد، ذهنی‌سازی ضعیف و بی‌اعتمادی معرفتی همبستگی معناداری داشته است (Tanzilli et al., 2022). همچنین، در این دوران که انزوای اجتماعی و استرس افزایش یافته بود، ذهنی‌سازی و اعتماد معرفتی نقشی حمایت‌کننده برای نوجوانان در دوران همه‌گیری کووید-19 داشته است (Locati et al., 2023).
پژوهشگران در سال‌های اخیر در صدد ساختن ابزاری برای اندازه‌گیری مفهوم اعتماد معرفتی برآمدند و تلاش برای ساختن این ابزار از کارهای تجربی کوریو و هریس (Corriveau & Harris, 2009) و پس از آن‌ها، اگید و همکاران (Agid et al., 2013) برای اندازه‌گیری نحوۀ پردازش اطلاعات جدید توسط کودک شروع و به تهیۀ مقیاس کنونی برای نوجوانان و بزرگسالان توسط کمپبل و همکاران (Campbell et al., 2021) با استفاده از از نظریۀ گریس و اون[7] (Grace & Onn, 1989) و نظریۀ ارتباط (Sperber & Wilson, 1986; Wilson & Sperber, 2004) منتهی شد.
با توجه به اهمیت اعتماد معرفتی در آسیب‌شناسی و درمان که پیش‌تر بیان شد و نبودن یک ابزار تجربی هنجارشده در ایران، درصدد هنجاریابی این مقیاس در جامعۀ نوجوانان ایرانی برآمدیم. پرسشنامۀ خودگزارشی اعتماد/بی‌اعتمادی/زودباوری معرفتی (ETMCQ)[8] که ارتباطی نزدیک با مبانی نظری این مفهوم دارد (Campbell et al., 2021) شامل 15 گویه است که به صورت لیکرت 7درجه‌ای نمره‌گذاری می‌شود (به‌شدت مخالف = 1، مخالف = 2، تاحدودی مخالف = 3، نه موافق/نه مخالف = 4، تاحدودی موافق = 5، موافق = 6، به‌شدت موافق = 7) و شامل سه زیرمقیاس اعتماد معرفتی (پرسش‌های 1، 2، 7، 8، 13) در حوزۀ سلامت، بی‌اعتمادی معرفتی (پرسش‌های 3، 4، 9، 10، 14) و زودباوری معرفتی (پرسش‌های 5، 6، 11، 12، 15) در حوزۀ آسیب شناسی است. در این مقاله، سعی کردیم این ابزار را در جامعۀ ایرانی هنجاریابی کنیم و ساختار عاملی، اعتبار و پایایی این ابزار را بسنجیم.
روش پژوهش
جامعه و نمونه
جامعۀ پژوهش شامل تمامی نوجوان شهر شیراز دختر و پسر از گروه سنی 14 تا 22 سال بود. شرکت‌کنندگان از طریق نمونه‌گیری گلوله‌برفی - یعنی از طریق فهرست‌های شمارۀ تلفن همراه و کانال‌های رسانه‌های اجتماعی انتخاب شدند.
اجرا
قبل از اجرا، ETMCQ توسط نویسندگان به فارسی ترجمه و متعاقباً توسط یک مترجم مستقل به انگلیسی ترجمه شده است. برای تأیید صحت ترجمۀ اول، دو نسخه از طریق تحلیل کیفی با هم مقایسه شدند و تفاوتی معنادار مشاهده نشد. سپس، این مطالعه از طریق یک نظرسنجی آنلاین با استفاده از پلت‌فرم پرسآل[9]انجام شد. این مطالعه از دو بخش تشکیل شده بود: اول (مطالعۀ 1) که در آن، از شرکت‌کنندگان خواستیم پرسشنامۀ EMCTQ و پرسش‌های اجتماعی – جمعیت‌شناختی (سن، جنسیت، سطح تحصیلات) را تکمیل کنند. سپس، از آن‌ها خواستیم در بخش دوم مطالعه مشارکت کنند که شامل پاسخ دادن به اقدامات خودگزارشی اضافی با هدف بررسی رابطۀ بین نمرات ETMCQ و سایر ابعاد روانشناختی مانند عملکرد بازتابی، تجربیات روابط نزدیک (دلبستگی)، ترومای کودکی و خودکارآمدی عمومی بود (مطالعۀ 2).
مطالعۀ 1: 530 آزمودنی به پرسشنامۀ ETMCQ پاسخ دادند (n=530) که 273 نفر از آن‌ها زن (51/51 درصد) و 257 نفر مرد (5/48 درصد) بودند. محدودۀ سنی از 14 تا 62 سال (M=26.47، SD=12.88) بود. همۀ افراد ایرانی بودند. سطوح تحصیلی به شرح زیر بود: 188 نفر (4/22 درصد) فقط دبیرستان را به پایان رساندند، 303 نفر (9/35 درصد) دارای مدرک لیسانس، 302 نفر (8/35 درصد) دارای مدرک کارشناسی ارشد و 50 نفر (9/5 درصد) دارای مدرک دکتری بودند.
مطالعۀ 2: شامل 310 آزمودنی با دامنۀ سنی 14-23 سال بود که 89 نفر (7/28 درصد) در دامنۀ سنی 14-18 سال و 135 نفر (5/43 درصد) در دامنۀ سنی 19-23 سال بودند. همچنین، از این تعداد، 151 نفر از شرکت‌کنندگان (7/48 درصد) مرد و 159 نفر ( 3/51 درصد) زن بودند.
برای جلوگیری از پاسخ‌های تکراری، هر دستگاه تلفن همراه فقط یک‌بار امکان پاسخ‌گویی به پرسش‌ها را داشت. آزمودنی‌ها می‌توانستند در هر زمان تصمیم بگیرند نظرسنجی را قطع کنند و سپس، آن را از سر بگیرند یا شرکت خود را به طور کامل لغو کنند. این نظرسنجی از خرداد 1401 تا اسفند 1401 فعال بوده است. معیارهای ورود به مطالعه سن 14 سال یا بیشتر و سواد خواندن و تسلط به زبان فارسی بودند و معیار خروج عدم تکمیل پرسشنامه‌ها بود. همۀ شرکت‌کننده‌ها رضایت آگاهانۀ کتبی برای شرکت در مطالعه دادند. تمام مراحل انجام‌شده در این مطالعه مطابق استانداردهای اخلاق پژوهش دانشگاه علوم پزشکی بودند.
ابزار پژوهش
پرسشنامۀ عملکرد بازتابی (RFQ)[10]
یک مقیاس 8ماده‌ای برای اندازه‌گیری توانایی‌های ذهنی با درجۀ قطعیت و عدم قطعیت است که افراد با استفاده از آن از اطلاعات وضعیت ذهنی برای درک رفتار خود و دیگران استفاده می‌کنند (Fonagy et al., 2016). عدم قطعیت دربارۀ خردهمقیاس حالت‌های روانی (RFQ-u)، استفادۀ ضعیف از اطلاعات وضعیت روانی و موضعی را نشان می‌دهد که با فقدان دانش دربارۀ حالت‌های روانی مشخص می‌شود. قطعیت دربارۀ خردهمقیاس حالت‌های ذهنی (RFQ-c)، استفادۀ بهتر از اطلاعات وضعیت ذهنی و سطوح انطباقی اطمینان دربارۀ حالت‌های ذهنی را نشان می‌دهد (در مطالعۀ اول، آلفای کرونباخ زیرمقیاس قطعیت برابر 79/0 و زیرمقیاس عدم قطعیت برابر 80/0، و در مطالعۀ دوم، آلفای کرونباخ زیرمقیاس قطعیت 83/0 و زیرمقیاس عدم قطعیت 78/0 بود). در هر دو مطالعه، یازده شرکت‌کننده (1 درصد) یک آیتم را نادیده گرفتند و این آیتم‌ها با میانگین خردهمقیاس جایگزین شدند. مانند بسیاری از نمونه‌های غیربالینی، انتظار می‌رفت همبستگی بین RFQ-c و RFQ-u زیاد باشد (برای مطالعۀ 1، 70/0 = r و برای مطالعۀ 2، 77/0= r) و بنابراین، ما تجزیه‌وتحلیل خود را فقط بر روی خردهمقیاس RFQ-u متمرکز کردیم.
پرسشنامۀ سبک‌های دلبستگی بزرگسال (RAAS)[11]
این مقیاس شامل خودارزیابی از مهارت‌های ایجاد روابط و خودتوصیفی شیوۀ شکل‌دهی روابط دلبستگی نسبت به چهره‌های دلبستگی نزدیک (Collins, 1996) و مشتمل بر 18 گویه است که از طریق علامت‌گذاری روی یک مقیاس 5درجه‌ای (از نوع لیکرت) سنجیده می‌شود که از به‌هیچ‌وجه با خصوصیات من تطابق ندارد: (1) تا کاملاً با خصوصیات من تطابق دارد: (5) تشکیل می‌شود. با تحلیل عوامل، سه زیرمقیاس مشخص می‌شوند که هر مقیاس شامل 6 ماده است. 3 زیرمقیاس عبارت‌اند از: وابستگی: میزانی را که آزمودنی‌ها به دیگران اعتماد می‌کنند و به آن‌ها متکی می‌شوند، به این صورت که آیا در مواقع لزوم قابل دسترسی هستند، اندازه‌گیری می‌کند؛ نزدیک بودن: میزان آسایش در رابطه با صمیمیت و نزدیکی هیجانی را اندازه‌گیری می‌کند و اضطراب: ترس از داشتن رابطه را می‌سنجد (مالینکرودت و همکاران، به نقل از پاکدامن، 1383؛ کولینز و رید،1990 به نقل از پاکدامن، 1383). زیرمقیاس اضطراب با دلبستگی اضطرابی - دوسوگرا مطابقت دارد و زیرمقیاس نزدیک بودن (در تطابق با دلبستگی ایمن) یک بُعد دوقطبی است که اساساً توصیف‌های ایمن و اجتنابی را در مقابل هم قرار می‌دهد (Feeney et al., 1996). مدت اجرای پرسشنامه بر اساس زمینه‌یابی انجام‌شده 10 دقیقه در نظر گرفته شده است (پاکدامن، 1383).
پرسشنامۀ خودکارآمدی عمومی
یک مقیاس خودگزارشی 10ماده‌ای با استفاده از مقیاس لیکرت 4درجه‌ای برای ارزیابی یک باور عمومی است، مبنی بر اینکه فرد می‌تواند وظایف بدیع یا دشواری را انجام دهد یا با ناملایمات در حوزه‌های مختلف عملکرد انسانی کنار بیاید. این مقیاس که فقط در مطالعۀ 1 استفاده شد، پایایی داخلی خوبی داشت (90/0 = آلفای کرونباخ).
پرسشنامۀ ترومای دوران کودکی (CTQ)[12]
این مقیاس که توسط برنشتاین و همکاران (Bernstein et al., 1998) طراحی شده است، برای اندازه‌گیری آسیب‌های دوران کودکی شامل 28 گویه است که 5 خردهمقیاس آزار فیزیکی، آزار جنسی، آزار عاطفی، غفلت فیزیکی و غفلت عاطفی را در یک طیف 5درجه‌ای لیکرت ارزیابی می‌کند. دامنۀ نمرات کل پرسشنامه 25 تا 125 است. برنشتاین پایایی این ابزار را با دو روش بازآزمایی در فواصل زمانی 2ماهه و آلفای کرونباخ در محدودۀ 79/0 تا 94/0 و همبستگی زیاد این ابزار را با مصاحبۀ بالینی بزرگسالان به عنوان شاخص اعتبار همگرا گزارش کرد. در نمونۀ ایرانی گروسی و نخعی (Garrusi & Nakhaee, 2009)، پایایی به روش بازآزمایی در فواصل دو هفته و روش همسانی درونی به‌ترتیب 90/0 و 94/0 بود و روایی همگرای این ابزار با استفاده از پرسشنامۀ سلامت عمومی 40/0 گزارش شد.
یافته‌ها
مطالعۀ اول
ویژگی جمعیت‌شناختی نمونۀ پژوهش در مطالعۀ اول در جدول (1) آمده است.
جدول 1: ویژگی‌های جمعیت‌شناختی نمونۀ پژوهش
Table 1: Demographic characteristics of the research sample
|
|
|
فراوانی (درصد) |
میانگین (انحراف استاندارد) |
||
|
اعتماد |
بی‌اعتمادی |
زودباوری |
|||
|
جنسیت |
مرد |
247 (5/48) |
17/15 (87/5) |
92/18 (85/6) |
47/25 (70/6) |
|
زن |
262 (5/51) |
78/16 (35/6) |
43/18 (06/6) |
35/24 (31/7) |
|
|
گروههای سنی |
14-18 |
94 (5/18) |
92/17 (62/6) |
03/19 (38/6) |
66/25 (28/7) |
|
19-23 |
38 (5/7) |
63/18 (77/6) |
84/16 (50/6) |
87/21 (29/7) |
|
|
23-27 |
38 (5/7) |
29/17 (96/6) |
76/17 (68/6) |
42/24 (71/6) |
|
|
28-32 |
118 (2/23) |
63/14 (49/5) |
62/19 (68/7) |
63/25 (07/7) |
|
|
33-37 |
127 (25) |
27/15 (51/5) |
96/17 (92/5) |
50/24 (06/7) |
|
|
38-42 |
58 (4/11) |
64/15 (45/6) |
60/18 (01/5) |
24/25 (18/6) |
|
|
بالاتر از 42 |
36 (1/7) |
50/14 (03/5) |
05/20 (32/5) |
05/25 (08/7) |
|
|
تحصیلات |
زیر دیپلم |
112 (22) |
53/26 (42/6) |
45/18 (31/6) |
64/16 (92/6) |
|
دیپلم |
95 (7/18) |
21/27 (19/5) |
68/17 (11/6) |
45/16 (36/6) |
|
|
کارشناسی |
162 (8/31) |
78/24 (38/6) |
83/18 (56/7) |
79/15 (93/5) |
|
|
کارشناسی ارشد |
98 (3/19) |
50/22 (95/7) |
73/19 (32/5) |
23/15 (55/5) |
|
|
دکتری |
42 (3/8) |
81/24 (67/6) |
36/18 (09/5) |
83/15 (89/5) |
|
تحلیل عاملی اکتشافی: به منظور بررسی ساختار عاملی پرسشنامۀ اعتماد معرفتی بر روی نسخۀ اصلی 15آیتمی، تحلیل عاملی اکتشافی انجام شد. پس از اجرای تحلیل عاملی، سه عامل از کل پرسشنامه استخراج شدند که در مجموع، 50/65 درصد از کل وایانس اعتماد معرفتی را تبیین کردند. میزان ارزش ویژه برای هر یک از عاملهای زودباوری، اعتماد و بی‌اعتمادی به‌ترتیب 04/4، 59/3 و 19/2 به دست آمد. بار عاملی هر یک از پرسش‌ها روی عاملها در جدول (2) آمده است. برای تعیین کفایت نمونه، آزمون کرویت بارتلت[1] و شاخص کایزر - میر - اوکلین[2] استفاده شدند. آزمون کرویت بارتلت نشان داد آمارۀ خی دو برابر 105 و سطح معناداری 001/0 است. شاخص کایزر - میر - اوکلین مقدار 83/0 را نشان داد. این دو نتیجه بیانگر کفایت نمونه و همچنین، شاخصهایی خوب برای مناسب بودن به‌کارگیری تحلیل عاملی هستند.
جدول 2: بار عاملی پرسش‌های پرسشنامه اعتماد معرفتی
Table 2: Factor loading of the questions of the epistemic trust questionnaire
|
پرسش‌ها |
عامل اول: زودباوری |
عامل دوم: اعتماد |
عامل سوم: بی اعتمادی |
|
5 |
88/0 |
|
|
|
6 |
87/0 |
|
|
|
11 |
88/0 |
|
|
|
12 |
89/0 |
|
|
|
15 |
74/0 |
|
|
|
1 |
|
76/0 |
|
|
2 |
|
84/0 |
|
|
7 |
|
87/0 |
|
|
8 |
|
80/0 |
|
|
13 |
|
82/0 |
|
|
3 |
|
|
78/0 |
|
4 |
|
|
80/0 |
|
9 |
|
|
75/0 |
|
10 |
|
|
58/0 |
|
14 |
|
|
70/0 |
جنسیت، سن و تحصیلات: اعتماد معرفتی
نتایج آزمون مانووا[3] نشان داد بین زنان و مردان در زیرمقیاسهای اعتماد معرفتی تفاوتی معنادار وجود دارد (Pillai’s F(3, 505)= 3.90, P<0.01, Partial =0.023). نتایج آزمون بین‌گروهی نشان داد در زیرمقیاسهای این پرسشنامه، بین زنان و مردان در زیرمقیاس اعتماد (F= 8.78, p= 0.003) تفاوتی معنادار وجود دارد و در زیرمقیاسهای بی‌اعتمادی (F=0.737, p= 0.391) و زودباوری (F= 3.25, p= 0.072) تفاوت معنادار وجود ندارد.
نتایج آزمون مانووا نشان داد بین گروههای سنی در زیرمقیاسهای اعتماد معرفتی تفاوت معنادار وجود دارد (Pillai’s F(3, 500)= 2.52, P<0.01, Partial =0.029). نتایج آزمون بین‌گروهی نشان داد در زیرمقیاسهای این پرسشنامه، بین گروههای سنی در زیرمقیاس اعتماد (F= 4.81, p= 0.001) تفاوت معنادار وجود دارد و در زیرمقیاسهای بی‌اعتمادی (F=1.65, p= 0.130) و زودباوری (F= 1.71, p= 0.117) تفاوت معنادار وجود ندارد.
نتایج آزمون مانووا نشان داد بین گروههای تحصیلی در زیرمقیاسهای اعتماد معرفتی تفاوت معنادار وجود دارد (Pillai’s F (3, 502)=2.29, P<0.01,Partial=0.018). نتایج آزمون بین‌گروهی نشان داد در زیرمقیاسهای این پرسشنامه، بین گروههای تحصیلی در زیرمقیاس زودباوری (F= 5.39, p= 0.042) تفاوت معنادار وجود دارد و در زیرمقیاسهای اعتماد (F=0.863, p= 0.486) و بی‌اعتمادی (F= 1.31, p= 0.266) تفاوت معنادار وجود ندارد.
مطالعۀ دوم
شامل 310 آزمودنی با دامنۀ سنی 14-23 سال بود که 89 نفر (7/28 درصد) در دامنۀ سنی 14-18 سال و 135 نفر (5/43 درصد) در دامنۀ سنی 19-23 سال بودند. همچنین، از این تعداد، 151 نفر از شرکت‌کنندگان (7/48 درصد) مرد و 159 نفر ( 3/51 درصد) زن بودند. میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش در جدول (3) آمده است.
جدول 3: میانگین و انحراف استاندارد متغیرهای پژوهش
Table 3: Mean and standard deviation of research variables
|
متغیر |
میانگین |
انحراف استاندارد |
|
اعتماد معرفتی |
72/16 |
34/8 |
|
بی‌اعتمادی معرفتی |
30/18 |
44/8 |
|
زودباوری معرفتی |
41/21 |
91/7 |
|
ترومای کودکی |
61/48 |
55/17 |
|
اجتناب از دلبستگی |
16/77 |
93/12 |
|
اضطراب از دلبستگی |
67/69 |
44/20 |
|
خودکارآمدی |
24/50 |
73/10 |
|
عملکرد انعکاسی |
41/56 |
63/12 |
تحلیل عاملی تأییدی
به منظور بررسی ساختار سه‌عاملی پرسشنامۀ اعتماد معرفتی، تحلیل عاملی تأییدی انجام شد (شکل 1). به منظور بررسی برازش مدل این پرسشنامه از شاخصهای برازش شامل نسبت مجذور خی دو به درجۀ آزادی (X2/df)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)[4]، شاخص نیکویی برازش (GFI)[5]، شاخص نیکویی برازش تعدیل‌شده (AGFI)[6]، شاخص برازش افزایشی (IFI)[7]، شاخص برازش نسبی (RFI)[8]، شاخص برازش هنجارشده (NFI)[9]، شاخص برازش هنجارنشده (NNFI)[10]، شاخص ریشه میانگین مربعات باقیماندۀ استانداردشده (SRMR)[11] و شاخص ریشه میانگین مربعات خطای برآورد (RMSEA)[12] استفاده شده است. معمولاً نسبت X2/df کمتر از 3 نشاندهندۀ برازش خوب مدل است. معمولاً ضریب RMSEA کمتر از 08/0، SRMR کمتر از 05/0، شاخصهای برازش CFI، GFI، AGFI، IFI، RFI، NFI و NNFI بیشتر از 90/0 (مقادیر بین 90/0- 80/0؛ برازش مناسب و مرزی) و AGFI بیشتر از 85/0 حاکی از قابل قبول بودن شاخصهای برازش مدل معادلات ساختاری است (Hooper et al., 2007; Meyers et al., 2017). همان‌طور که در جدول (4) مشاهده میکنید، شاخصهای برازش مدل سه‌عاملی حاکی از برازش مطلوب پرسشنامۀ اعتماد معرفتی هستند.
پایایی
نتایج همسانی درونی با استفاده از روش آلفای کرونباخ برای زیرمقیاسهای اعتماد، بی‌اعتمادی و زودباوری به‌ترتیب 97/0، 96/0 و 96/0 به دست آمد که نشاندهندۀ پایایی مطلوب ابزار است.
شکل 1: مدل سه‌عاملی پرسشنامۀ اعتماد معرفتی
Figure 1: The three-factor model of the Epistemic Trust questionnaire
جدول 4: شاخصهای برازش مدلهای سه‌عاملی پرسشنامۀ اعتماد معرفتی
Table 4: Fit indices of the three-factor models of the epistemic trust questionnaire
|
X2 |
P |
X2/df |
SRMR |
AGFI |
GFI |
NFI |
CFI |
IFI |
RFI |
NNFI |
RMSEA |
شاخصهای برازش |
|
34/249 |
001/0 |
86/2 |
025/0 |
87/0 |
90/0 |
97/0 |
98/0 |
98/0 |
96/0 |
98/0 |
078/0 |
سه عاملی |
جدول 5: روایی همگرای پرسشنامۀ اعتماد معرفتی
Table 5: Convergent validity of the Epistemic Trust questionnaire
|
|
اعتماد |
بی‌اعتمادی |
زودباوری |
|
ترومای کودکی |
**38/0- |
**30/0 |
**20/0 |
|
اجتناب از دلبستگی |
**30/0- |
**25/0 |
**15/0 |
|
اضطراب از دلبستگی |
**27/0- |
**19/0 |
**17/0 |
|
خودکارآمدی |
**37/0 |
**22/0- |
*14/0- |
|
عملکرد انعکاسی |
**40/0 |
**15/0- |
**17/0- |
روایی همگرا: همان‌طور که در جدول (5) میبینید، نمرۀ زیرمقیاس اعتماد با خودکارآمدی و عملکرد انعکاسی رابطۀ مثبت و معنادار و با ترومای کودکی، اجتناب از دلبستگی و اضطراب در دلبستگی رابطۀ منفی و معنادار دارد (P< 0.05) که نشاندهندۀه روایی همگرای زیرمقیاس اعتماد معرفتی مناسب است. از سوی دیگر، نمرۀ زیرمقیاسهای بی‌اعتمادی و زودباوری با خودکارآمدی و عملکرد انعکاسی رابطۀ منفی و معنادار و با ترومای کودکی، اجتناب از دلبستگی و اضطراب در دلبستگی رابطۀ مثبت و معنادار دارد (P< 0.05) که نشاندهندۀ روایی همگرای مناسب دو مقیاس زودباوری و بی‌اعتمادی معرفتی است.
بحث و نتیجه‌گیری
اعتماد معرفتی یعنی اعتماد به ارتباطات یا دانش ارتباطی که از لحاظ نظری رابطه‌ای نزدیک با مفاهیم آسیب‌شناسی و درمانی دارد؛ اما شواهد کمی برای آگاهی از رابطۀ بین اعتماد معرفتی، تجربیات رشدی و آسیب‌شناسی روانی و درمان در دست است. اختلال شخصیت مرزی در سن نوجوانی شروع می‌شود (Gunderson et al., 2011; Paris, 2008). شواهد نشان می‌دهد در علت‌شناسی اختلال شخصیت مرزی، ترومای کودکی (Zanarini et al., 2020) و دلبستگی ناایمن (Carlson et al., 2009; Levy, 2005; Levy et al., 2005; Lyons‐Ruth, 2008; Sharp & Fonagy, 2008) نقشی به‌سزا دارند. همچنین، در اختلال شخصیت مرزی، بافت بین‌فردی از اهمیت بسیار برخوردار است (Bouchard & Sabourin, 2009; Sharp, 2014; Skodol et al., 2002)؛ از این رو، پژوهشگران در نظریه‌های شناخت اجتماعی جست‌وجو کرده‌اند (Mitchell et al., 2004; Moskowitz & Okten, 2017) و دریافتند پیش‌نیاز عملکرد بهینۀ بین‌فردی ذهنی‌سازی است (Fonagy et al., 1991b). فوناگی و همکاران (Fonagy et al., 2019; Fonagy, & Campbell, 2023 ) مشکلات ذهنی‌سازی را ناشی از فقدان اعتماد معرفتی برای یادگیری از دیگران در بافت بین‌فردی می‌دانند؛ بنابراین، می‌توان امیدوار بود که با انجام پژوهش‌های بیشتر دربارۀ اعتماد معرفتی، ماهیت آن را بشناسیم و به بهبود ظرفیت ذهنی سازی کمک کنیم؛ از این رو، هنجاریابی مقیاس اعتماد معرفتی در جمعیت نوجوانان از اهمیتی ویژه برخوردار است. هدف مطالعۀ حاضر سنجش ویژگی‌های آماری ابزار EMCTQ و ساختار سه‌عاملی آن و کاوش بیشتر رابطۀ سه عامل این پرسشنامه با ترومای کودکی، دلبستگی، عملکرد انعکاسی و خودکارآمدی عمومی در جمعیت نوجوانان است. از لحاظ نظری، این پرسشنامه از سه عامل اعتماد/بی‌اعتمادی/اعتبار تشکیل شده است که تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی نیز این سه عامل را ارائه می‌دهد. این امر نشاندهندۀ سه موضع احتمالی گریس (Grace & Onn, 1989) در ارتباط با فراگیری دانش از دیگران است: اعتماد، بی‌اعتمادی و زودباوری.
در رابطۀ بین اعتماد/بی‌اعتمادی/زودباوری معرفتی با ویژگی‌های سن، جنس و تحصیلات، باید گفت با بالا رفتن سطح تحصیلات، زودباوری معرفتی کاهش می‌یابد که احتمالاً این موضوع به دلیل تقویت و آموزش تفکر انتقادی در تحصیلات دانشگاهی باشد. همچنین، با افزایش سن، بی‌اعتمادی کاهش می‌یابد که احتمالاً این موضوع به دلیل کاهش نشانه‌های بیماری روانی در سنین بالاتر باشد (Steptoe et al., 2015). اعتماد معرفتی در زنان و مردان تفاوتی معنادار نداشت. این موضوع ممکن است نشاندهندۀ تأثیرگذار نبودن جنسیت بر موضع معرفتی باشد (Liotti et al., 2021).
سه عامل مقیاس EMCTQ با ترومای کودکی روابطی متمایز نشان دادند که این امر اعتبار این پرسشنامه را تأیید می‌کند. رابطۀ ترومای کودکی با بی‌اعتمادی معرفتی و همچنین زودباوری معرفتی مثبت است. بر رابطۀ منفی اعتماد معرفتی با ترومای کودکی نیز در پژوهش‌های پیشین نیز تأکید شده است (Fonagy et al., 2015; Luyten et al., 2020). در تبیین این رابطه، باید گفت ترومای کودکی از طریق حذف فضای ارتباطی (غفلت) (Zanarini et al., 2020) یا ارتباط ناامن (دلبستگی ناایمن) (Carlson et al., 2009; Levy et al., 2005; Lyons‐Ruth, 2008)، به نقص در ذهنی‌سازی منجر می‌شود و مشکلات ذهنی‌سازی از نظر فوناگی و همکاران (Fonagy et al., 2019) ناشی از فقدان اعتماد معرفتی برای یادگیری از دیگران در بافت بین‌فردی هستند.
اولین مؤلفۀ این پرسشنامه اعتماد معرفتی است، یعنی اطلاعاتی که از طرف دیگران می‌آید را درست و متناسب با خود در نظر بگیریم. این مؤلفه با خودکارآمدی و عملکرد انعکاسی رابطۀ مثبت و معنادار دارد؛ این معناداری در ارتباط تناتنگ اعتماد معرفتی و ذهنی‌سازی ریشه دارد که در پژوهش‌های پیشین نیز تأیید شده است (Jurist, 2018; Jurist, 2005; Jurist et al., 2008). رابطۀ مثبت بین اعتماد معرفتی و خودکارآمدی عمومی از توانایی فرد برای کسب اطلاعات در روابط بین‌فردی، در صورتی که اعتماد معرفتی وی زیاد باشد، منشأ می‌گیرد (Fisher et al., 2022; Locati et al., 2023)؛ به این ترتیب، کسی که اعتماد معرفتی بالاتری دارد عملکرد بین‌فردی بهتر و احساس خودکارآمدی بیشتری خواهد داشت (Campbell et al., 2021). علاوه بر این، اعتماد معرفتی با ترومای کودکی، کم‌ذهنی‌سازی و دلبستگی ناایمن رابطۀ منفی و معنادار دارد (P< 0.05).
مؤلفۀ دیگر پرسشنامۀ EMCTQ بی‌اعتمادی معرفتی به معنی تمایل افراد برای غیرحقیقی و نادرست دانستن اطلاعاتی است که از طرف دیگران می‌آید. بین نمرۀ زیرمقیاسهای بی‌اعتمادی با خودکارآمدی و عملکرد انعکاسی رابطۀ منفی و معنادار وجود دارد و بی‌اعتمادی معرفتی با ترومای کودکی و دلبستگی ناایمن رابطۀ مثبت و معنادار دارد. یافته‌ها اطلاعات نظری در رابطه با ترومای کودکی و سبک دلبستگی آسیب‌دیده که باعث هوشیاری معرفتی پایدار و همچنین زودباوری در روابط می‌شود را تأیید می‌کند (Bateman & Fonagy, 2016; Fonagy et al., 2015; Luyten et al., 2020; Sperber et al., 2010) و با مدل نظری لویتن و همکاران (2020) دربارۀ نقش ترومای کودکی در رشد آسیب روانی هم‌سو است. زمانی که افراد کودکی دشواری داشته‌اند، در اعتماد کردن به دیگران دچار مشکل هستند (Knox, 2016; Luyten et al., 2020) و شاید نتوانند هوشیاری معرفتی‌شان را پایین بیاورند و دیگران را حمایت‌گر در نظر بگیرند (Liotti & Liotti, 2019; Liotti et al., 2021; Oehlman Forbes et al., 2021). یافته‌ها نشان می‌دهد زمانی که افراد به اطلاعاتی که از طرف دیگران می‌آید اعتماد ندارند، احتمالاً در فهم حالت ذهنی دیگران دچار مشکل می‌شوند (Oehlman Forbes et al., 2021). افرادی با سبک دلبستگی اضطرابی و اجتنابی به حافظۀ منفی دسترسی آسان‌تری دارند (Campbell & Stanton, 2019; Fitzpatrick & Lafontaine, 2017) و انعطاف‌ناپذیری، آسیب‌پذیری نسبت به رشد آسیب روانی را طبق مبانی نظری افزایش می‌دهد (Boldrini et al., 2021; Fonagy et al., 2017; Knapen et al., 2020; Luyten et al., 2020). دلبستگی اضطرابی و دوسوگرا یکی از عوامل اختلال در اعتماد به ارتباطات است و ارتباطی مثبت با بی‌اعتمادی دارد؛ زیرا از لحاظ نظری کسی که دلبستگی آسیب‌دیده دارد به دیگران اتکا نمی‌کند، متحجر و انعطاف ناپذیر است و ظرفیتش برای کسب اطلاعات جدید کاهش می‌یابد (Fonagy & Campbell, 2017; Fonagy et al., 2018). هنگامی که ذهنی‌سازی کم باشد، روابط توسعه نمی‌یابند و انتقال اطلاعات با مانع مواجه می‌شود. زودباوری و بی‌اعتمادی مشکلاتی در درک حالت‌های ذهنی دیگران ایجاد می‌کنند (Locati et al., 2023). این موضوع نشاندهندۀ ارتباط نظری این دو مفهوم، یعنی ذهنی‌سازی و اعتماد معرفتی است که با تکرار این پژوهش می‌توان به طور قطعی‌تر دربارۀ این موضوع نظر داد.
زودباوری معرفتی سومین مؤلفۀ مقیاس EMCTQ، به معنای گرایش به اعتماد به هر اطلاعاتی که از طرف دیگران می‌آید بدون اینکه هوشیاری معرفتی فعال شود، است. این مؤلفه با افزایش تحصیلات کاهش می‌یابد که این موضوع به افزایش تفکر انتقادی در تحصیلات بالا نسبت داده شده است (Campbell et al., 2021). زودباوری معرفتی با ترومای کودکی و دلبستگی ناایمن رابطۀ مثبت و معنادار دارد که با توجه به ارتباط نزدیک حوزۀ دلبستگی و اعتماد معرفتی از لحاظ نظری توجیه می‌شود (Bo et al., 2017; Campbell et al., 2021; Koenig & Harris, 2007). زودباوری معرفتی و بی‌اعتمادی معرفتی ارتباط مثبت با دلبستگی ناایمن دارند (Bo et al., 2017). رابطۀ منفی زودباوری معرفتی و خودکارآمدی از این موضوع ناشی می‌شود که افرادی که خودکارآمدی کمتری دارند، دارای عاملیت کمتر هستند و به نظرات و تحلیل دیگران از موقعیت بیشتر اعتماد دارند و با زودباوری عاملیت خود را در تحلیل مسائل نادیده می‌گیرند (Sherer et al., 1982).
جوریست و همکاران (2008) نام دو نوع انحراف در محیط را در نظر می‌گیرند: یک ورودی ناکافی، یعنی غفلت و دو ورودی مضر، یعنی سوء‌استفاده (Jurist et al., 2008). غفلت مواجهه با محیط بین‌فردی که برای ایجاد اعتماد لازم است را کاهش می‌دهد؛ در نتیجه، یادگیری اجتماعی کاهش می‌یابد و ظرفیت سازگاری در افراد به دنبال آن کم می‌شود (Fonagy et al., 2002; Fonagy et al., 2018; Jurist et al., 2008; Widom et al., 2009)
سازگاری درونی و پایایی آزمون - بازآزمایی و ضرایب همبستگی بین‌طبقاتی خرده‌مقیاس‌ها قابل قبول بودند که نشاندهندۀ ویژگی‌های منسجم و نسبتاً پایدار مقیاس است. هنجاریابی مقیاس اعتماد/بی‌اعتمادی/زودباوری معرفتی در جمعیت نوجوانان نه فقط راه‌هایی جدید را برای پژوهش‌های آینده باز می‌کند، بلکه باعث می‌شود با کمک این ابزار و در پژوهش‌های آینده، روابط پیچیده بین سازۀ اعتماد معرفتی و سایر عوامل روانشناختی کشف شوند و به درک آسیب‌شناسی، پیشگیری و درمان اختلالاتی که در نوجوانی آغاز می‌شوند کمک شود.
محدودیت‌های مطالعۀ حاضر شامل استفاده از نمونۀ مبتنی بر مفهوم پیوستاری بودن آسیب‌شناسی روانی است؛ به همین دلیل، انجام پژوهش‌های بیشتر دربارۀ ارتباط بین سه عامل این مقیاس در رابطه با اختلال روانی برای تأیید فرضیه‌های این حوزه ضروری است. دوم، از آنجا که در این مطالعه از یک طرح مقطعی برای بررسی رابطۀ بین تجربیات دوران کودکی (در گذشته) و آسیب‌شناسی روانی و موضع معرفتی (حال حاضر) استفاده شده است، نتایج آن ممکن است تحت تأثیر عواملی مانند یادآوری انتخابی باشد. انجام مطالعات طولی آینده برای بررسی اثرات موضع معرفتی بر علائم سلامت روان و ساختارهای روانشناختی ضروری است. سوم، ما اعتماد بین‌فردی عمومی را ارزیابی نکردیم. پیش‌بینی مدل نشان می‌دهد بخشی از واریانس ویژۀ اضافی که توسط ETMCQ تعیین نمی‌شود ممکن است توسط اعتماد عمومی کنترل شود و در نهایت، یافته‌های ما فقط بر معیارهای خودگزارشی متمرکز بود؛ در نتیجه، انجام مطالعات تجربی برای بررسی ETMCQ و یادگیری اجتماعی آزمایشگاهی در وظایفی که یادگیری به اعتماد در ارتباطات شخصی و انعکاس وضعیت ذهنی فرستنده نیاز دارد، لازم است.
[1] Bartlett test of sphericity
[2] Kaiser-Meier-Oklin index
[3] Multivariate analysis of variance (MANOVA)
[4] Comparative Fit Index
[5] goodness-of-fit
[6] Adjusted Goodness of Fit Index
[7] Incremental Fit Index
[8] Relative Fit Index
[9] normed fit index
[10] Non-Normed Fit Index
[11] Standardized Root Mean Square Residual
[12] Root Mean Square Error of Approximation
[1] Theory of Mind
[2] Mentalization
[3] Epistemic Trust
[4] Turn-taking
[5] Epistemic Mistrust
[6] Epistemic Vigilance
[7] Grace Theory
[8] Epistemic Trust/Mistrust/Credulity Questionnaire
[9] https://panel.porsall.com/Research/MyResearches
[10] Reflective Function Questionnaire
[11] Revised Adult Attachment Scale
[12] Childhood Trauma Questionnaire
)