نوع مقاله : مقاله پژوهشی فارسی
نویسندگان
1 استادیار روانشناسی تربیتی، مؤسسۀ آموزش عالی باختر، ایلام، ایران
2 کارشناسی ارشد روانشناسی بالینی، دانشگاه تبریز، تبریز، ایران
چکیده
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله [English]
نویسندگان [English]
The present study aimed to examine the relationship between adolescents’ behavioral problems and interpersonal cognitive distortions, with the mediating role of emotional reactivity, among adolescents in Ilam City. This research employed a descriptive–correlational design using structural equation modeling (SEM). The statistical population consisted of all adolescents aged 12 to 18 years in Ilam City (N = 32,678). A sample of 384 participants was selected using convenience sampling. Data were collected using the Adolescents’ Behavioral Problems Scale, the Interpersonal Cognitive Distortions Scale, and the Emotional Reactivity Scale. Data analysis was conducted using SPSS version 29 and AMOS version 30. The results indicated that the proposed structural model demonstrated a good fit to the data. Moreover, interpersonal cognitive distortions had significant direct effects on both behavioral problems and emotional reactivity (p< .01), and emotional reactivity showed a significant direct effect on behavioral problems. In addition, the mediating role of emotional reactivity in the relationship between interpersonal cognitive distortions and behavioral problems was confirmed (p< .01). These findings suggest that adolescents who experience higher levels of interpersonal cognitive distortions are more likely to exhibit behavioral problems, particularly when accompanied by heightened emotional reactivity. Therefore, emotional reactivity functions not only as an independent predictor but also as a mediating mechanism linking interpersonal cognitive distortions to adolescents’ behavioral problems.
Introduction
Adolescence is a sensitive developmental stage marked by rapid changes in cognitive, emotional, and interpersonal functioning. During this period, the way adolescents interpret social interactions and regulate their emotions plays a vital role in shaping behavioral patterns. Interpersonal cognitive distortions—defined as inaccurate, rigid, or biased interpretations of social situations—have been shown to undermine interpersonal functioning and heighten emotional vulnerability (Hamamcı & Büyüköztürk, 2004). These distortions, such as mind-reading, unrealistic expectations, and interpersonal rejection sensitivity, lead adolescents to perceive social contexts as more threatening, conflictual, or ambiguous than they actually are. Consequently, such distorted interpretations can fuel maladaptive emotional responses and increase the likelihood of problematic behavioral outcomes.
Emotional reactivity, conceptualized as the intensity, duration, and sensitivity of emotional responses, is another crucial construct for understanding behavioral difficulties in adolescence. High emotional reactivity is associated with lower emotional tolerance, heightened physiological arousal, and increased susceptibility to stress-related behavioral problems (Nock et al., 2008). Previous research has highlighted the interplay between cognitive distortions, emotional vulnerability, and behavioral maladjustment. Despite growing evidence, few studies have simultaneously examined these constructs within a comprehensive structural model. Therefore, the present study aimed to develop and validate a structural model predicting adolescents’ behavioral problems based on interpersonal cognitive distortions, with emotional reactivity serving as a mediating variable.
Method
This study followed a descriptive–correlational design using structural equation modeling. The research population consisted of 32,678 adolescents aged 12–18 living in the city of Ilam. Based on the number of free parameters in the model (23), the recommended sample size was estimated according to SEM guidelines, and a sample of 384 adolescents was selected through convenience sampling.
Three validated instruments were used:
Adolescent Behavior Problems Checklist (RBPC; Quay & Peterson, 1987) with 88 items measuring conduct disorder, attention–immaturity problems, social aggression, and anxiety–withdrawal.
Interpersonal Cognitive Distortions Scale (ICDS; Hamamcı & Büyüköztürk, 2004) with 19 items assessing rejection sensitivity, unrealistic relationship expectations, and interpersonal misperceptions.
Emotional Reactivity Scale (ERS; Nock et al., 2008) with 21 items assessing emotional intensity, emotional sensitivity, and emotional persistence.
Data collection was conducted electronically after obtaining informed consent. Statistical analyses were performed using SPSS-29 and AMOS-30. Model fit was evaluated using χ²/df, RMSEA, CFI, GFI, NFI, AGFI, TLI, and SRMR.
Results
Confirmatory factor analysis and SEM results indicated that the hypothesized model achieved an acceptable fit. The fit indices—χ²/df=2.913, RMSEA=0.067, GFI=0.919, CFI=0.943, NFI=0.927, AGFI=0.958, TLI=0.911, and SRMR=0.041—were all within recommended thresholds (Byrne, 2016; Hu & Bentler, 1999; Kline, 2016).
Structural path coefficients showed that interpersonal cognitive distortions significantly predicted behavioral problems (direct effect) and emotional reactivity. Emotional reactivity, in turn, significantly predicted behavioral problems. The bootstrapping test confirmed that emotional reactivity partially mediated the relationship between cognitive distortions and behavioral problems. This indicates that adolescents with distorted interpersonal cognitions tend to experience heightened emotional responses, which subsequently increase the likelihood of behavioral maladjustment.
Discussion and Conclusion
The findings underscore the central role of interpersonal cognitive distortions in shaping adolescents’ behavioral problems. These results align with prior research emphasizing the significance of maladaptive thought patterns in predicting problem behaviors and psychological distress. The study further highlights the mechanism through which such distortions operate: emotional reactivity. Adolescents who interpret interpersonal situations negatively or unrealistically tend to exhibit stronger, longer-lasting emotional reactions, making them more vulnerable to impulsive, aggressive, or withdrawal-related behaviors.
The confirmation of emotional reactivity as a mediating factor provides important implications for psychological interventions. Programs aiming to reduce behavioral problems should integrate approaches that simultaneously target cognitive restructuring, interpersonal skill enhancement, and emotional regulation strategies. Cognitive–behavioral interventions, emotion regulation training, and social skills training may be particularly effective for adolescents exhibiting high emotional reactivity and cognitive distortions.
The study, however, has limitations. Convenience sampling restricts the generalizability of the results. Besides, the reliance on self-report measures may introduce response biases. Future research would benefit from longitudinal designs, multi-informant assessments, and culturally diverse samples.
In conclusion, the structural model developed in this study provides a theoretically grounded and empirically supported framework for understanding behavioral problems in adolescence. It highlights the centrality of distorted interpersonal cognitions and emotional reactivity, offering valuable insights for researchers, clinicians, and educators.
کلیدواژهها [English]
نوجوانان در جوامع امروزی یکی از حساسترین و آسیبپذیرترین گروههای جمعیتی محسوب میشوند، زیرا در این دوره نه فقط حمایتهای گستردۀ دوران کودکی کاهش مییابد، بلکه فرد هنوز به سطح کافی از بلوغ شناختی و هیجانی لازم برای بهرهگیری کامل از فرصتهای زندگی بزرگسالی نرسیده است. نوجوانی مرحلهای گذار میان کودکی و بزرگسالی است که در آن، تغییرات زیستی، شناختی و اجتماعی در بالاترین سطح خود قرار دارند و هرگونه اختلال در این فرایند میتواند پیامدهایی بلندمدت ایجاد کند. یافتههای جدید علوم عصبشناختی نشان میدهد در این دوره، مغز دچار تحولاتی اساسی میشود؛ حجم مادۀ خاکستری کاهش و مادۀ سفید افزایش مییابد و همزمان سطح حساسیت مغز نسبت به عوامل محیطی بهشدت بالا میرود ( Luo et al., 2024; Vrućinić & Vasiljević, 2021) که این تغییرات زیستی و عصبی موجب میشوند مسیرهای شناختی، هیجانی و انگیزشی نوجوانان در برابر چالشهای محیطی بسیار واکنشپذیرتر شوند و زمینه برای بروز مشکلات رفتاری فراهم شود. همچنین، تغییرات هورمونی مرتبط با فعالیت غدد فوقکلیوی، همراه با رشد سریع ساختارهای مغزی، نقشی مهم در افزایش آسیبپذیری نوجوانان در برابر تنیدگی و رفتارهای ناسازگار ایفا میکند (Bray et al., 2024؛ Gunatilake et al., 2025؛ Kretzer et al., 2024؛ صلاحی اصفهانی و ایزدی، 1402).
چنانچه این مشکلات در زمان مناسب شناسایی و مدیریت نشوند، پیامدهایی عمیق و ماندگار برای نوجوانی و بزرگسالی به همراه خواهند داشت. مشکلات رفتاری[1] در نوجوانی، اگرچه شایع هستند، معمولاً دیر تشخیص داده میشوند و درمانی دشوار دارند، زیرا در ساختارهای عمیقتر شناختی و هیجانی فرد ریشه دارند (وطنی و نامدارپور، 1401). این مشکلات که بخش اعظم آسیبهای روانی دوران کودکی و نوجوانی را تشکیل میدهند، نه فقط مانع رشد سالم هیجانی و اجتماعی میشوند، بلکه میتوانند فرایندهای تحصیلی، روابط خانوادگی و شکلگیری هویت را نیز تحت تأثیر قرار دهند (مرادی و همکاران، 1403). تقسیمبندی رایج این مشکلات آنها را به دو دستۀ رفتارهای درونریز و برونریز طبقهبندی میکند. رفتارهای درونریز شامل اضطراب، افسردگی و نشانههای تنش درونی هستند، در حالی که رفتارهای برونریز شامل رفتارهای ضد اجتماعی، پرخاشگری و اختلال سلوک میشوند (Liu et al., 2023). پژوهشهای طولی نشان دادهاند این مشکلات اگر از کودکی آغاز شوند، عمدتاً تا نوجوانی و بزرگسالی تداوم دارند و اثرات آنها در سازگاری آیندۀ نوجوانان منعکس میشود ( Liu et al., 2023; Arslan, 2022). از سوی دیگر، همپوشانی رفتارهای درونریز و برونریز خطر پیامدهای منفی را افزایش میدهد و ممکن است زمینهساز تشدید مشکلات هیجانی و اجتماعی شود (Bista et al., 2025; Göbel et al., 2022 ).
در این میان، تحریفات شناختی بینفردی[2]، به عنوان یکی از عوامل مهم مؤثر بر مشکلات رفتاری، طی سالهای اخیر توجه پژوهشگران را بیش از پیش به خود جلب کرده است. بر اساس رویکرد شناختی-رفتاری، افکار و باورهای غیرمنطقی فرد نقش کلیدی در شکلگیری هیجانات و رفتارها دارند. تحریفات شناختی بینفردی به برداشتهای نادرست، مبالغهآمیز یا سوگیرانۀ فرد در ارتباط با دیگران اشاره دارد. این تحریفات باعث میشود نوجوان روابط اجتماعی را از دریچهای بدبینانهتر، تهدیدآمیزتر یا ناکارآمدتر ببیند و همین امر پاسخهای هیجانی و رفتاری ناسازگارانه را تقویت کند (Kaya & Çelikkaleli, 2022; Kirchner et al., 2023 ). از آنجا که نوجوانان در این دوره به طور طبیعی درگیر تعاملات اجتماعی گستردهتر، روابط پیچیدهتر و حساسیت بیشتر نسبت به پذیرش یا طرد هستند، احتمال بروز تحریفات شناختی بیشتر میشود. برای نمونه، تحریف «طرد بینفردی» موجب حساسیت شدید در برابر نشانههای احتمالی ردشدن میشود و پاسخهای هیجانی منفی مانند اضطراب و غم را تشدید میکند ( Vos et al., 2025; Miller et al., 2019). همچنین، نوجوانانی که دچار تحریف «انتظارات غیرواقعبینانه از روابط» هستند، در مواجهه با ناهمخوانیهای کوچک بین انتظارات و واقعیت، واکنشهای هیجانی شدیدتری نشان میدهند ( Topalalioğlu, 2025; Şimşek et al., 2021). تحریف «ذهنخوانی» نیز فرد را به این باور میرساند که دیگران دائماً او را قضاوت میکنند و در نتیجه، اضطراب اجتماعی و واکنشپذیری هیجانی افزایش مییابد ( Fornaro et al., 2025; Özdemir & Koru, 2023; Kaya & Çelikkaleli, 2022).
در کنار این عوامل، واکنشپذیری هیجانی[3] یکی از مهمترین متغیرهایی است که میتواند حلقۀ اتصال میان شناختهای تحریفشده و رفتارهای ناسازگارانه باشد. واکنشپذیری هیجانی به ظرفیت فرد در تجربۀ هیجانهای شدید، سریع و پایدار در مواجهه با موقعیتهای برانگیزاننده اشاره دارد. افراد با واکنشپذیری هیجانی زیاد معمولاً در برابر فشارهای روزمره، پاسخهای هیجانی شدیدتر و طولانیتری نشان میدهند ( Rahal et al., 2023; 2024). پژوهشها نشان دادهاند این ویژگی با مشکلاتی همچون افسردگی، اضطراب، نوسانات شدید خلقی و ناتوانی در تحمل فشارهای روزمره ارتباط دارد (Del Giacco et al., 2023). در دوران نوجوانی، واکنشپذیری هیجانی نقشی مهم در بروز و حفظ مشکلات رفتاری دارد، زیرا نوجوانان در این دوره به طور طبیعی در معرض تنشهای اجتماعی و هیجانی بیشتری قرار دارند (Harris et al., 2025). محیطهای خانوادگی و اجتماعی میتوانند اثر واکنشپذیری را تقویت یا تعدیل کنند؛ به طوری که در محیطهای ناسازگار احتمال بروز رفتارهای پرخطر و ناسازگارانه افزایش مییابد (Green et al., 2021).
با توجه به مبانی نظری، واکنشپذیری هیجانی میتواند به عنوان یک سازوکار میانجی عمل کند که از طریق آن، تحریفهای شناختی بینفردی به مشکلات رفتاری منجر میشوند. نوجوانانی که دچار تحریفهای شناختی هستند، معمولاً رویدادهای اجتماعی را تهدیدآمیزتر یا تحقیرآمیزتر تفسیر میکنند؛ در نتیجه، واکنشهای هیجانی شدیدتری نشان میدهند و این واکنشهای هیجانی افراطی میتوانند رفتارهای پرخاشگرانه، کنارهگیری اجتماعی، رفتارهای تکانشی یا مشکلات در تنظیم رفتار را افزایش دهند. این مدل شناختی-هیجانی نشان میدهد درک کامل مشکلات رفتاری بدون توجه به نقش همزمان شناختها و هیجانها امکانپذیر نیست.
مرور پیشینۀ پژوهشی نشان میدهد اگرچه برخی از مطالعات نقش تحریفهای شناختی بینفردی در مشکلات رفتاری و برخی دیگر نقش واکنشپذیری هیجانی یا هیجانپذیری منفی را بررسی کردهاند، پژوهشهایی که این سه متغیر را در قالب یک مدل ساختاری یکپارچه بررسی کرده باشند، بسیار محدود هستند. خلأ پژوهشی مهمتر آنکه بیشتر مطالعات انجامشده در بافتهای فرهنگی غربی انجام شدهاند و پژوهشهای داخلی، به ویژه در ایران، کمتر روابط شناختی-هیجانی مؤثر بر مشکلات رفتاری نوجوانان را بررسی کردهاند. عمدۀ مطالعات ایرانی بیشتر بر توصیف مشکلات رفتاری، عوامل خانوادگی یا عوامل محیطی تأکید داشتهاند و کمتر مدلی شناختی-هیجانی ارائه کردهاند که بتواند سازوکارهای بروز مشکلات رفتاری را توضیح دهد. از سوی دیگر، هرچند مطالعاتی به نقش تحریفهای شناختی یا واکنشپذیری هیجانی اشاره کردهاند، نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی و مشکلات رفتاری هنوز به شکل تجربی و مدلسازیشده در ایران آزمون نشده است. این خلأ پژوهشی اهمیت زیادی دارد، زیرا مدل شناختی-هیجانی ارائهشده میتواند مبنای طراحی مداخلاتی قرار گیرد که همسو با نیازهای فرهنگی، اجتماعی و روانشناختی نوجوانان ایرانی باشد.
از این رو، پژوهش حاضر با هدف آزمون مدلی ساختاری طراحی شده است که در آن، تحریفهای شناختی بینفردی به طور مستقیم و غیرمستقیم (از طریق واکنشپذیری هیجانی) مشکلات رفتاری نوجوانان را پیشبینی میکنند. توجه همزمان به متغیرهای شناختی و هیجانی درکی عمیقتر از فرایندهای ایجاد و تداوم مشکلات رفتاری فراهم میکند و میتواند پایهای برای توسعۀ مداخلات پیشگیرانه و درمانی مؤثر باشد. بر این اساس، پرسش اصلی پژوهش چنین است: آیا مدل ساختاری پیشبینی مشکلاترفتاری نوجوانان بر اساس تحریفهای شناختی بینفردی با نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی در نوجوانان شهر ایلام از برازش مطلوب برخوردار است؟
روش پژوهش
پژوهش حاضر از نظر هدف، کاربردی و از نظر روش، توصیفی-همبستگی و مبتنی بر مدلیابی معادلات ساختاری (SEM) بود. جامعۀ آماری شامل کلیۀ نوجوانان ۱۲ تا ۱۸ سالۀ شهر ایلام بود که بر اساس آمار ادارۀ ثبت احوال شهرستان ایلام تا پایان سال ۱۴۰۳، تعداد آنها ۳۲۶۷۸ نفر گزارش شده است؛ از این میان، ۱۶۶۰۷ نفر پسر و ۱۶۰۷۱ نفر دختر بودند. در مدلیابی معادلات ساختاری، تعیین حجم نمونه بر مبنای تعداد پارامترهای آزاد مدل انجام میشود. با توجه به مدل پژوهش حاضر که شامل متغیرهای مشکلات رفتاری، تحریفهای شناختی بینفردی و واکنشپذیری هیجانی و مسیرهای میانجی میان آنهاست، تعداد پارامترهای آزاد مدل پس از برآورد 23 پارامتر است. بر این اساس، با استفاده از معیار رایج (SEM) در دستکم ۱۰ تا ۱۵ نمونه بهازای هر پارامتر، حجم نمونۀ لازم دستکم 230 تا 345 نفر برآورد میشود. با توجه به این مبانی، برای دستیابی به برازش مناسب مدل، کمینۀ ایمن از حجم نمونه برابر ۴۰۰ نفر در نظر گرفته شد. به منظور جلوگیری از کاهش حجم نمونه و افزایش دقت، ۴۲۲ پرسشنامه توزیع شدند و در نهایت، 384 پرسشنامه برای تحلیل مدل به دست آمدند. روش نمونهگیری در این پژوهش، نمونهگیری در دسترس بود. ابزار گردآوری دادهها پرسشنامۀ الکترونیکی طراحیشده در پلتفرم Google Forms بود. لینک پرسشنامه پس از توضیح اهداف پژوهش و کسب رضایت آگاهانۀ والدین از طریق شمارۀ تماس برای شرکتکنندگان ارسال شد. برای افزایش دسترسی و مشارکت نوجوانان، پرسشنامهها در مکانهایی که نوجوانان حضور دارند، از جمله مدارس، کانونهای زبان، باشگاههای ورزشی، آموزشگاهها و سایر فضاهای آموزشی و تفریحی مرتبط با نوجوانان در اختیار آنان قرار گرفتند. معیار ورود به پژوهش شامل سکونت در شهر ایلام و رضایت آگاهانه برای شرکت در پژوهش بود. معیارهای خروج شامل عدم تمایل به شرکت و نداشتن رضایت آگاهانه بودند. در تمام مراحل پژوهش ملاحظات اخلاقی رعایت شد و شرکتکنندگان اطمینان یافتند مشارکت در پژوهش داوطلبانه و محرمانه است. ابزارهای پژوهش شامل مقیاس مشکلات رفتاری، مقیاس تحریفهای شناختی بینفردی و مقیاس واکنشپذیری هیجانی بودند.
مقیاس مشکلات رفتاری نوجوانان (RBPC)[4]: برای سنجش مشکلات رفتاری نوجوانان از نسخۀ ۸۸پرسشی «مقیاس مشکلات رفتاری کودکان و نوجوانان» استفاده شد که نخستین بار توسط کوآی و پیترسون (Quay & Peterson, 1987) تدوین و سپس در قالب نسخۀ گسترشیافته شامل ۸۸ گویه تنظیم شد که توسط نوجوانان پاسخ داده میشود. این پرسشنامه یکی از ابزارهای معتبر برای ارزیابی مشکلات رفتاری در گروه کودکان و نوجوانان است و به طور خاص رفتارهای برونریز و درونریز را در چهار خردهمقیاس عمده مورد سنجش قرار میدهد. خردهمقیاسهای اصلی این نسخه شامل اختلال سلوک[5]، مشکلات توجه-ناپختگی[6]، پرخاشگری اجتماعی یا رفتار ضداجتماعی[7] و اضطراب-گوشهگیری[8] هستند که هر یک مجموعهای از رفتارهای ناسازگار، واکنشهای هیجانی نامتناسب یا الگوهای رفتاری مشکلزا را در حوزههای متفاوت ارزیابی میکنند. گویههای پرسشنامه به صورت طیف لیکرت سهگزینهای با نمرهگذاری 0 (عدم مشکل)، ۱ (مشکل خفیف) و ۲ (مشکل حاد) پاسخدهی میشوند و دامنۀ نمرۀ هر فرد بین 0 تا ۱۷۶ قرار میگیرد؛ نمرۀ بالاتر نشاندهندۀ شدت بیشتر مشکلات رفتاری است. این ابزار علاوه بر نمرۀ کل، امکان تحلیل جداگانۀ هر خردهمقیاس را فراهم میکند و از این نظر، در پژوهشهایی که به دنبال ارزیابی دقیقتر الگوهای رفتاری هستند، ارزش کاربردی زیادی دارد. روایی و پایایی این مقیاس در مطالعۀ اصلی برای کل آزمون و خردهمقیاسها در دامنۀ 70/0 تا 90/0 گزارش شده است که نشاندهندۀ انسجام درونی مناسب ابزار است (Quay & Peterson, 1987). در پژوهش حاضر، پایایی کل 86/0 و پایایی خردهمقیاسها بین 83/0 تا 87/0 به دست آورده شده است.
مقیاس تحریفهای شناختی بین فردی (ICDS)[9]: برای سنجش تحریفهای شناختی مرتبط با روابط بینفردی از «مقیاس تحریفهای شناختی بینفردی» استفاده شد که توسط هامامسی و بویوکوزتورک (Hamamci & Büyüköztürk, 2004) ساخته شده است. این پرسشنامه با هدف ارزیابی الگوهای تفکر ناکارآمد و خطاهای شناختی در تعاملات اجتماعی طراحی شده است و یکی از ابزارهای معتبر در حوزۀ شناختدرمانی و پژوهشهای مربوط به روابط بینفردی به شمار میرود. نسخۀ اصلی پرسشنامه شامل 19 گویه است که در قالب طیف لیکرت پنجدرجهای از «کاملاً مخالفم» تا «کاملاً موافقم» نمرهگذاری میشود و نمرۀ بالاتر نشاندهندۀ سطح بالاتر تحریفهای شناختی در روابط اجتماعی فرد است. پرسشنامه دارای سه خردهمقیاس اصلی است که هر یک جنبهای متفاوت از تحریفهای شناختی بینفردی را اندازهگیری میکنند: خردهمقیاس طرد در روابط بینفردی[10] که حساسیت بیش از حد نسبت به طردشدن و تفسیر منفی رفتارهای دیگران را میسنجد؛ خردهمقیاس انتظارات غیرواقعبینانه[11] که باورهای افراطی، انعطافناپذیر و غیرواقعبینانه دربارۀ روابط انسانی را ارزیابی میکند؛ و خردهمقیاس سوءبرداشت روابط بینفردی[12] که به برداشتهای اشتباه، حدسزدنهای غیرواقعبینانه و ذهنخوانی نسبت به افکار و نیت دیگران اشاره دارد. این ابزار در پژوهش اصلی از روایی مطلوب برخوردار است و تحلیل عاملی ساختار سهبُعدی آن را تأیید کرده است، شاخصهای برازش CFA در محدودۀ قابل قبول گزارش شدهاند و روایی همگرا و افتراقی آن از طریق همبستگی با مقیاسهای مرتبط تأیید شدهاند. پایایی پرسشنامه نیز مناسب گزارش شده است؛ به طوری که آلفای کرونباخ برای کل مقیاس حدود 75/0 و برای خردهمقیاسها بین 67/0 تا 76/0 گزارش شده و پایایی بازآزمایی دوهفتهای آن 74/0 بوده است (Hamamci & Büyüköztürk, 2004). در پژوهش حاضر، پایایی طرد در روابط بینفردی 86/0، انتظارات غیرواقعبینانه 83/0 و سوءادراک روابط بینفردی 89/0 به دست آمده است. به دلیل ساختار ساده، گویههای روشن و سهولت اجرا، پرسشنامۀ ICDS ابزاری مناسب برای سنجش تحریفهای شناختی نوجوانان در تعاملات بینفردی محسوب میشود.
مقیاس واکنشپذیری هیجانی (ARI)[13]: برای سنجش واکنشپذیری هیجانی از نسخۀ گسترشیافتۀ مقیاس واکنشپذیری هیجانی ساختهشده توسط ناک و همکاران (Nock et al., 2008) استفاده شد؛ مقیاسی که با هدف ارزیابی نحوۀ واکنش فرد به محرکهای هیجانی و میزان شدت، حساسیت و پایداری پاسخهای هیجانی طراحی شده است. نسخۀ اصلی این ابزار در سال 2008 ارائه شد و در پژوهشهای بعدی، با تکیه بر همان چارچوب مفهومی، نسخۀ ۲۱پرسشی آن توسعه یافت تا ابعادی گستردهتر از واکنشپذیری هیجانی را پوشش دهد. نسخۀ استفادهشده در پژوهش حاضر شامل ۲۱ گویه است و سه بُعد عمدۀ واکنشپذیری هیجانی را میسنجد: شدت هیجانی[14] که انعکاسدهندۀ میزان شدت تجربۀ هیجانهای مثبت و منفی است؛ حساسیت هیجانی[15] که میزان آمادگی فرد برای واکنش به محرکهای هیجانی و پایینبودن آستانۀ تحریکپذیری را ارزیابی میکند؛ و پایداری هیجانی[16] که به دشواری فرد در خاموشسازی هیجان و طولانیشدن تجربۀ هیجانی پس از تحریک اشاره دارد. گویهها با مقیاس لیکرت چندگزینهای نمرهگذاری میشوند و نمرۀ بالاتر نشاندهندۀ سطح بالاتر واکنشپذیری هیجانی است. تحلیل عاملی ساختار سهبُعدی پرسشنامه را تأیید کرده است و شاخصهای برازش نشان دادهاند ابعاد سهگانۀ شدت، حساسیت و پایداری هیجانی بهخوبی از یکدیگر تفکیک میشوند. ضریب آلفای کرونباخ در نمونۀ اصلی 95/0 گزارش شده است (Nock et al., 2008) که نشاندهندۀ انسجام درونی مناسب ابزار است. در پژوهش محمدی موسوی و بهرامیپور (1401)، پایایی پرسشنامه 81/0 به دست آمده است. در پژوهش حاضر نیز پایایی کل پرسشنامه 86/0 به دست آمد. به دلیل سادگی، زمان اجرای کوتاه و پوشش سه بُعد مهم واکنش هیجانی، نسخۀ ۲۱پرسشی پرسشنامۀ واکنشپذیری هیجانی در پژوهشهای نوجوانان کاربردی بسیار گسترده یافته است و ابزاری مناسب برای سنجش این سازه در بافت فرهنگی ایران محسوب میشود.
به منظور ارزیابی برازش مدل، شاخصهای متعدد برازش بر اساس توصیۀ منابع معتبرSEM گزارش شدند. این شاخصها شامل کایدو (χ²)، شاخص برازش (GFI)، شاخص برازش تعدیلشده (AGFI)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص تاکر–لویس (TLI)، ریشۀ میانگین مجذورات خطاهای تقریب (RMSEA) و ریشۀ میانگین مجذورات باقیمانده استانداردشده (SRMR) بودند. استفاده از این مجموعه شاخصها امکان ارزیابی جامع برازش مدل و مقایسۀ آن با معیارهای پذیرفتهشده در پژوهشهای معادلات ساختاری را فراهم میکند.
یافتهها
در پژوهش حاضر، ۳۸۴ نوجوان شرکت کردند که از این تعداد، ۲۱۱ نفر دختر و ۱۷۳ نفر پسر بودند. دامنۀ سنی شرکتکنندگان بین ۱2 تا ۱۸ سال قرار داشت و میانگین سنی آنها 47/15 سال با انحراف معیار 98/0 بود که نشاندهندۀ پراکندگی نسبتاً کم سنی شرکتکنندگان است.
جدول 1: یافتههای توصیفی متغییرهای پژوهش و نتایج آزمون نرمالبودن متغیرهای پژوهش
Table 1: Descriptive Findings of the Study`s Variables and Results of the Normality Test of the Study`s Variables
|
مؤلفه/متغیر |
تعداد |
کمترین |
بیشترین |
میانگین |
انحراف معیار |
آمارۀ آزمون z |
خطای آزمون |
|
مشکلات رفتاری اختلال سلوک مشکلات توجه-ناپختگی پرخاشگری اجتماعی اضطراب-گوشهگیری طرد در روابط بینفردی انتظارات غیرواقعبینانه سوءادراک روابط بینفردی واکنشپذیری هیجانی سرعت واکنشپذیری هیجانی شدت هیجان پایداری هیجانی حساسیت هیجانی |
384 384 384 384 384 384 384 384 384 384 384 384 384 |
10 3 4 2 1 1 8 3 0 0 0 0 0 |
132 59 51 12 10 36 35 12 57 23 13 12 9 |
02/58 72/26 26/21 35/6 05/5 19/16 60/16 24/5 16/30 45/11 32/6 12/6 68/7 |
58/19 88/6 89/4 91/7 78/6 83/6 62/7 27/4 40/7 07/4 12/4 60/3 47/3 |
914/0 962/0 972/0 974/0 967/0 844/0 931/0 960/0 912/0 941/0 844/0 983/0 931/0 |
485/0 588/0 793/0 827/0 682/0 064/0 161/0 540/0 474/0 325/0 064/0 178/0 161/0 |
از نظر وضعیت تحصیلی، ۲۶۵ نفر از شرکتکنندگان در مقطع متوسطۀ دوم (203 نفر رشتۀ نظری و 62 نفر فنی و کاردانش) و 114 نفر در مقطع متوسطۀ اول مشغول به تحصیل بودند و 5 نفر نیز با تحصیلات دستکم پایان متوسطۀ اول، ترک تحصیل کرده بودند. توزیع ویژگیهای جمعیتشناختی نمونه نشان میدهد نمونۀ پژوهش از نظر جنس، سن و پایۀ تحصیلی، تنوع لازم را برای تحلیلهای مدنظر دارا بوده است. جدول 1 یافتههای توصیفی متغیرهای پژوهش را نشان میدهد.
در جدول 1، نتایج دادههای توصیفی متغیرهای پژوهش و خردهمقیاسهای آنها نشان داده شده است. توزیع میانگین نشان میدهد میزان مشکلات رفتاری کلی در بین نوجوانان شهر ایلام برابر 02/58 و انحراف معیار آن برابر 58/19 است. همچنین، میانگین طرد در روابط بینفردی برابر 19/16 و انحراف معیار آن 83/6، میانگین انتظارات غیرواقعبینانه برابر 60/16 و انحراف معیار آن 62/7، میانگین سوءادراک روابط بینفردی برابر 24/5 و انحراف معیار آن 27/4 است. همچنین، توزیع میانگین واکنشپذیری هیجانی کلی در بین نوجوانان شهر ایلام برابر 16/30 و انحراف معیار آن 40/7 است.
قبل از تحلیل دادهها، نرمالبودن متغیرهای پژوهش با استفاده از آزمون کلموگروف-اسمیرنف بررسی شد که نتایج آن در جدول 1 آمده است. نتایج نشام میدهد تمام متغیرهای پژوهش و مؤلفههای آنها دارای مقدارخطای آزمون نرمال بزرگتر از سطح معناداری 05/0 هستند؛ بنابراین، با اطمینان 95 درصد، توزیع این متغیرها نرمال است و از این رو، میتوان از آزمونهای پارامتری برای تحلیل دادهها و فرضیههای پژوهش استفاده کرد. برای بررسی همبستگی بین متغیرهای پژوهش از ضریب همبستگی پیرسون استفاده شد. یافتههای مربوط به اجرای آزمون همبستگی در جدول 2 ارائه شده است. ضرایب همبستگی محاسبهشده نشان میدهند بین تمام متغیرهای پژوهش رابطهای مثبت و معنادار وجود دارد (01/0>p).
جدول 2: ماتریس همبستگی بین متغیرهای پژوهش
Table 2: Correlation Matrix of the Study`s Variables
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
|
1- تحریفهای شناختی بینفردی |
1 |
*712/0 |
*478/0 |
|
2- واکنشپذیری هیجانی |
*712/0 |
1 |
**684/0 |
|
3- مشکلات رفتاری |
*478/0 |
**784/0 |
1 |
** 01/0> P
برای تحلیل دادهها از روش مدلیابی معادلات ساختاری با حضور مقادیر گمشده استفاده شد. در این تحلیل، از روش بیشینۀ درستنمایی با اطلاعات کامل (FIML) بهره گرفته شد؛ روشی که طبق توصیۀ منابع معتبر، از تمام دادههای موجود در نمونه استفاده میکند و در شرایط گمشدگی تحت مکانیسم کاملاً تصادفی (MCAR) یا تقریباً تصادفی (MAR) برآوردهای بدون سوگیری فراهم میکند. در ادامه، مدل تحلیل عاملی تأییدی برازش داده شد و به منظور بررسی پایداری برآوردها، تأثیر حجم نمونه (با استفاده از بوتاستراپینگ) و همچنین، درصد مقادیر گمشده بر شاخصهای برازش، به ویژه ریشۀ میانگین مجذورات خطاهای برآورد (RMSEA) ارزیابی شد. استفاده از این رویکرد مطابق توصیههای روششناختی مطرح در منابع معتبر تحلیل دادههای گمشده و معادلات ساختاری است ( Enders, 2010; Kline, 2016). نتایج نشان داد با افزایش درصد مقادیر گمشده، عملکرد مدلهای معادلات ساختاری با استفاده از روش بیشینۀ درستنمایی با اطلاعات کامل در حضور مکانیسم گمشدن کاملاً تصادفی به طور کلی بهتر از عملکرد آن بدون استفاده از این روش برحسب برخی از شاخصهای نیکویی برازش است. همچنین، برای برازش مدل ساختاری پژوهش حاضر کلیۀ مفروضههای رگرسیون چندگانه بررسی و تأیید شدند. روابط بین متغیرهای موجود در مدل خطی، جمع پذیر و علّی بودند. خطاها و باقیماندهها با یکدیگر همبستگی نداشتند و مستقل از هم بودند؛ بنابراین، بین خطاها هیچ پیکان دوطرفهای وجود ندارد. جریان علّیت در مدل یکطرفه فرض میشود. متغیرهای تحت بررسی در تحلیل مسیر حداقل در سطح مقیاس فاصلهای هستند، هیچ خطای اندازهگیری وجود ندارد و هیچ خطایی نیز در تعیین مدل (حضور متغیرهای مهم در مدل و عدم حضور متغیرهای نامربوط) وجود ندارد.
برای تحلیل مدل در نرمافزار AMOS 24 از رویکرد بیشینۀ درستنمایی (ML) استفاده شد که بر پایۀ مدلسازی مبتنی بر کوواریانس عمل میکند. در این فرایند، بر اساس برآوردهای ML یا روش حداقل مربعات وزندار (WLS)، نرمافزار شاخصهای برازش مدل شامل کایدو (χ²)، شاخص برازش تطبیقی (CFI)، شاخص برازش (GFI)، شاخص برازش تعدیلشده (AGFI)، شاخص تاکر- لویس (TLI)، ریشۀ میانگین مجذورات خطاهای تقریب (RMSEA) و ریشۀ میانگین مجذورات باقیماندۀ استانداردشده (SRMR) را محاسبه میکند تا میزان انطباق مدل با دادهها ارزیابی شود ( Kline, 2016; Byrne, 2016). جدول 3 نتایج آزمون شاخصهای مدل پیشبینی مشکلات رفتاری نوجوانان بر اساس تحریفهای شناختی بینفردی با نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی را نشان میدهد.
جدول 3: نتایج آزمون شاخصهای ارزندگی مدل پژوهش
Table 3: Results of the Validity Indicators Test of the Research Model
|
شاخصهای مدل |
χ2 |
DF |
χ2/ DF |
RMSEA |
GFI |
CFI |
NFI |
AGFI |
TLI |
SRMR |
|
مدل پژوهش |
216/93 |
32 |
913/2 |
067/0 |
919/0 |
943/0 |
927/0 |
958/0 |
911/0 |
041/0 |
نتایج شاخصهای برازش مدل نشان داد نسبت کایدو به درجۀ آزادی (χ²/df) کمتر از مقدار آستانۀ قابل قبول (کمتر از ۴) بود که طبق معیارهای روششناختی کلاین (Kline, 2016)، نشانهای از برازش قابل قبول مدل است. مقدار RMSEAنیز کمتر از 08/0 گزارش شد که مطابق توصیۀ هو و بنتلر (Hu & Bentler, 1999)، بیانگر برازش مناسب و قابل قبول مدل در سطح تقریب است. همچنین، شاخصهای برازش مطلق شامل GFI و AGFIبهترتیب بیشتر از 90/0 و 95/0 به دست آمدند که طبق پیشنهاد جورسکوگ و سوربون (Joreskog & Sorbom, 1993)، نشاندهندۀ تبیین مناسب واریانس و کوواریانسها توسط مدل است. شاخصهای افزایشی مانند CFIو NFI نیز مقادیر بیشتر از 90/0 را نشان دادند که بر اساس معیارهای بایرن (Byrne, 2016) و هو و بنتلر (Hu & Bentler, 1999)، نشانهای از برازش بسیار خوب مدل هستند. علاوه بر این، مقدار TLIبزرگتر از 90/0 به دست آمد که طبق توصیۀ بنتلر و بونت (Bentler & Bonett, 1980)، نشاندهندۀ بهبود جالب توجه مدل نسبت به مدل پایه است و برازش مدل را تقویت میکند. در نهایت، مقدار SRMRکمتر از 05/0 گزارش شد که مطابق نقطهبرشهای ارائهشده توسط هو و بنتلر (Hu & Bentler, 1999)، نشاندهندهۀ اختلاف بسیار کم میان ماتریس کوواریانس مشاهدهشده و برآوردشده است. این شاخص در کنارRMSEA ، یکی از معتبرترین معیارهای ارزیابی برازش محسوب میشود و مقدار کم آن نشانهای قوی از برازش مطلوب مدل است. مجموعۀ همۀ شاخصهای برازش نشان میدهد مدل ساختاری پیشبینی مشکلات رفتاری نوجوانان شهر ایلام بر اساس تحریفهای شناختی بینفردی با نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی، از پشتوانۀ تجربی مناسب برخوردار است و دادههای پژوهش از مدل نظری پیشنهادی حمایت میکنند؛ بنابراین، مدل از لحاظ برازش کلی در وضعیت مطلوب قرار دارد و قابلیت تبیین مناسبی برای روابط میان متغیرهای پژوهش ارائه میدهد.
نمودار 1: نتایج برآورد ضرایب مسیر و بارهای عاملی ارزندگی مدل پژوهش با تخمین استاندارد
Figure 1: The Results of the Estimated Path Coefficients and Factor Loadings of the Research Model Validity with Standard Estimation
نمودار 1 مدل اصلاحشدۀ پژوهش را نشان میدهد که در آن، سه سازۀ اصلی (تحریفهای شناختی بینفردی، واکنشپذیری هیجانی و مشکلات رفتاری) بر اساس خردهمقیاسهای معتبر خود مدلسازی شدهاند. همانطور که مشاهده میشود، کلیۀ بارهای عاملی استانداردشده بزرگتر از 30/0 و از نظر آماری معنادار هستند؛ بنابراین، شاخصها بهخوبی سازههای مکنون را تبیین میکنند و مدل اندازهگیری از روایی و کفایت مناسب برخوردار است. با توجه به کفایت بارهای عاملی، میتوان نتیجه گرفت روابط بین سازهها و ابعاد آنها به طور مطلوب تبیین شدهاند. ضرایب مسیر غیراستاندارد (B)، ضرایب استاندارد (β) و مقادیر C.R. مربوط به مسیرهای مستقیم در جدول 4 ارائه شدهاند که نشان میدهد مدل اصلاحشده از مفروضههای نظری پژوهش حمایت میکند.
جدول 4: نتایج ضرایب مسیر و آزمون آنها در مدل پژوهش (***:01/0>)
Table 4: Path Coefficients and Their Tests in the Research Model (***: p < 0.01)
|
مسیر |
B |
|
C.R. |
P |
|
تحریفهای شناختی بینفردی مشکلات رفتاری |
390/0 |
436/0 |
581/5 |
*** |
|
واکنشپذیری هیجانی مشکلات رفتاری |
580/0 |
649/0 |
436/7 |
*** |
|
تحریفهای شناختی بینفردی واکنشپذیری هیجانی |
713/0 |
712/0 |
812/9 |
*** |
همانگونه که جدول 4 نشان میدهد، کلیۀ ضرایب مسیر در مدل ساختاری پژوهش معنادار هستند، زیرا مقادیر C.R. خارج فاصله (2+ و 2-) هستند. همچنین، معناداری مقادیر P کمتر از سطح معناداری 05/0 است؛ بنابراین، کلیۀ گویههای بهکاررفته در پژوهش قدرت تبیینکنندگی مدنظر را برای مدل ساختاری پژوهش داشتهاند و با توجه به نتایج مشخصههای برازندگی، ضرایب آلفای کرونباخ گزارششده و بار عاملی، ضرایب مسیر و C.R.، ابزار گردآوری دادههای مدل ساختاری پژوهش دارای ویژگیهای فنی (قابلیت اعتماد و اعتبار) در سطح بسیار خوب و مطلوب است. نتایج اثر میانجی واکنشپذیری هیجانی در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی و مشکلات رفتاری نوجوانان شهر ایلام در جدول 5 خلاصه شده است.
جدول 5: نتایج اثرات میانجی واکنشپذیری هیجانی در مدل پژوهش (***:01/0>)
Table 5. Results of the Mediating Effects of Emotional Reactivity in the Research Model (***: p < 0.01)
|
مسیر |
برآورد |
اثر مستقیم |
اثر غیرمستقیم |
اثر کل |
|
مستقل میانجی وابسته |
||||
|
تحریفهای شناختی بینفردیßواکنشپذیری هیجانی ß مشکلات رفتاری |
غیراستاندارد |
390/0 |
414/0 |
804/0 |
|
استاندارد |
436/0 |
462/0 |
898/0 |
|
|
C.R. |
581/5 |
131/6 |
073/11 |
|
|
Sig. |
*** |
*** |
*** |
|
|
نتیجه (نقش): میانجی |
Partial Mediation |
|||
جدول 5 نشان میدهد اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان شهر ایلام با میانجیگری واکنشپذیری هیجانی در سطح خطای 05/0 معنادار هستند، زیرا دارای خطای آزمون کمتر از 05/0 هستند. همچنین، در جدول 5 مشاهده میشود نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی در حالت استاندارد به میزان 462/0 واحد به اثرات کل رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان اضافه میکند. در نتیجه، میزان اثرات کل رابطۀ تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان با حضور میانجی واکنشپذیری هیجانی در حالت استاندارد برابر 898/0 است که این مقدار با مقایسه با میزان اثر مستقیم، با مقدار 436/0 افزایش یافته و معنادار است. به عبارتی، متغیر میانجی واکنشپذیری هیجانی میتواند در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان شهر ایلام به میزان اثر 462/0، تأثیر منفی و غیرمستقیم معناداری داشته باشد. به همین ترتیب، از جدول 5، با توجه به معناداری اثرات مستقیم، غیرمستقیم و کل، نتیجه میشود متغیر میانجی واکنشپذیری هیجانی در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان تاثیرگذار و دارای اثر جزئی[17] است؛ بنابراین، نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی در رابطۀ بین تحریفهای شناختی بینفردی با مشکلات رفتاری نوجوانان شهر ایلام به طور مستقیم و غیرمستقیم مؤثر و مورد تأیید است.
بحث و نتیجهگیری
بر اساس نتایج حاصل از مدلیابی معادلات ساختاری، مدل مفهومی پژوهش از برازشی قابل قبول و در مجموع مطلوب برخوردار بود. شاخصهای اصلی برازش نشان دادند نسبت کایدو به درجۀ آزادی در حدی مناسب قرار دارد (913/2=χ²/df) و مقدار RMSEA برابر 067/0 است که بیانگر برازش قابل قبول مدل است. همچنین، شاخصهای برازش تطبیقی و مقایسهای، 919/0=GFI، 943/0=CFI، 927/0=NFI، 958/0=AGFI، 911/0= TLIو 041/0= SRMRهمگی در دامنۀ مطلوب گزارش شدند. مجموعۀ این شواهد تجربی نشان میدهد دادههای پژوهش بهخوبی با ساختار نظری مدل سازگاری دارند و مدل پیشنهادی توانسته است روابط میان متغیرها را به طرزی معنادار تبیین کند و ساختار مفهومی ارائهشده از پشتیبانی تجربی کافی برخوردار است. در تحلیل مسیرها، نتایج نشان داد تحریفهای شناختی بینفردی اثری مستقیم و معنادار بر مشکلات رفتاری نوجوانان دارند و همچنین، به طور معنادار سبب افزایش واکنشپذیری هیجانی میشوند. از سوی دیگر، واکنشپذیری هیجانی نیز اثر مستقیم و قوی بر مشکلات رفتاری دارد و یکی از مهمترین پیشبینهای پیامدهای رفتاری نوجوانان محسوب میشود. علاوه بر این، تحلیل اثرات غیرمستقیم حاکی از آن بود که بخشی از تأثیر تحریفهای شناختی بر مشکلات رفتاری از طریق واکنشپذیری هیجانی منتقل میشود؛ به گونهای که اثر غیرمستقیم معنادار گزارش شد و نقش میانجیگری جزئی واکنشپذیری هیجانی تأیید شد. این یافته نشان میدهد تحریفهای شناختی نه فقط به طور مستقیم، بلکه از طریق فعالسازی و تشدید واکنشپذیری هیجانی نیز بر مشکلات رفتاری اثرگذار هستند. در مجموع، ترکیب اثرات مستقیم و غیرمستقیم بیانگر آن است که مدل پژوهش توانسته است سازوکاری روشن برای تبیین مشکلات رفتاری نوجوانان ارائه دهد و شواهد تجربی معتبری از مفروضههای نظری آن حمایت میکند.
یافتههای این پژوهش با نتایج پژوهشهای قبلی (Nakao et al., 2021; Kaya & Çelikkaleli, 2022; Kirchner et al., 2023) همسو است. در رابطه با تفاوت این یافته با پژوهشهای پیشین و مبانی نظری مربوط، باید گفت در این پژوهش اثر میانجی واکنشپذیری هیجانی رابطۀ بین این دو متغیر را تحت تأثیر قرار داده است. در واقع، نتایج تحلیل مدلیابی معادلات ساختاری نشان داد تحریفهای شناختی بینفردی از طریق متغیر میانجی واکنشپذیری هیجانی میتواند مشکلاترفتاری را پیشبینی کند. به عبارت دیگر، هر نوجوانی که تحریفهای شناختی بینفردی دارد لزوماً مشکلات رفتاری ندارد و شاید بتوان گفت واکنشپذیری هیجانی شرط کافی برای دچار مشکلات رفتاری شدن نوجوانان دارای تحریفهای شناختی بینفردی به شمار میآید. از دیدگاه نظری، یافتههای این پژوهش با مبانی رویکرد شناختی رفتاری همراستاست. این رویکرد بر این فرض اساسی استوار است که افکار و باورهای فرد بنیان هیجانها و رفتارهای او را شکل میدهند و در واقع، نقش علت، خالق و نگهدارندۀ رفتار را به عهده دارند. بر اساس این دیدگاه، آنچه احساسات فرد را تحت تأثیر قرار میدهد، خود رویدادها نیستند، بلکه تفسیر و ارزیابی او از آنهاست؛ بنابراین، هرگونه خطا یا سوگیری در پردازش شناختی ممکن است به واکنشهای هیجانی نامتناسب با شرایط واقعی منجر شود (Kaya & Çelikkaleli, 2022). این امر به ویژه در حوزۀ روابط بینفردی اهمیت مییابد، زیرا تعاملات اجتماعی بستری مهم برای فعالشدن الگوهای شناختی ناکارآمد است. تحریفهای شناختی بینفردی به الگوهای نادرست در ادراک و تفسیر رفتار دیگران و رویدادهای اجتماعی اشاره دارد که ممکن است پیامدهای منفی گستردهای را در سطوح هیجانی، شناختی و رفتاری به همراه داشته باشند. برای نمونه، تحریف «طرد بینفردی» موجب میشود فرد محرکها و نشانههای ارتباطی اطراف را از نظر تهدید و احتمال پسزدهشدن پردازش کند؛ حتی زمانی که شواهد عینی برای چنین برداشتی وجود ندارد. این سوگیریِ ادراکی باعث میشود فرد در برابر پیامهای مبهم یا خنثی، واکنشهای هیجانی شدیدتری مانند غم، دلزدگی، شرم و اضطراب نشان دهد. در این حالت، سیستم پردازش هیجان فرد به گونهای عمل میکند که کوچکترین علامت سکوت، تأخیر در پاسخ یا بیتوجهی را به مثابۀ ردشدگی تفسیر میکند و پاسخهای هیجانی را تشدید میکند ( Miller et al., 2019; Vos et al., 2025). تداوم چنین برداشتهایی نه فقط سطح تحریکپذیری هیجانی را بالا میبرد، بلکه آستانۀ تحمل روانشناختی را کاهش میدهد و فرد را در برابر موقعیتهای بینفردی آسیبپذیرتر میکند. به همین ترتیب، تحریف «انتظارات غیرواقعبینانه از روابط» الگویی فکری را شکل میدهد که در آن، فرد روابط بینفردی را بر اساس معیارهایی آرمانی، انعطافناپذیر و گاه بدون پشتوانۀ واقعنگرانه ارزیابی میکند. چنین انتظاراتی، مانند این باور که «دیگران همیشه باید نیازهای من را بفهمند» یا «دوستان باید همیشه در دسترس و بدون نقص باشند»، سبب میشوند بخشی زیاد از تعاملات واقعی کمتر از حد انتظار تجربه شوند و در نتیجه، ناکامی هیجانی، ناامیدی، رنجش و خشم افزایش یابند. این سازوکار به ویژه در نوجوانان که حساسیت بیشتری نسبت به تعلق اجتماعی و پذیرش دارند، میتواند واکنشهای هیجانی و مشکلات ارتباطی را در شرایط احساس تنهایی یا حمایت ناکافی تشدید کند ( Topalalioğlu, 2025; Şimşek et al., 2021). علاوه بر این، تحریف «ذهنخوانی» که به معنای نسبتدادن افکار، احساسات یا نیتهای منفی به دیگران بدون شواهد معتبر است، الگویی ادراکی ایجاد میکند که طی آن، فرد بهجای تفسیر واقعیت، بر پیشفرضهای منفی خود تکیه میکند. این تحریف مستقیماً سطح اضطراب اجتماعی را افزایش میدهد، زیرا نوجوان احساس میکند دیگران مرتب او را ارزیابی میکنند یا دربارۀ او قضاوت منفی دارند. چنین بازنمایی نادرستی از ذهن دیگران زمینه را برای برداشتهای تهدیدآمیز، حساسیت هیجانی بیشتر و واکنشهای عاطفی پرشدت فراهم میکند ( Fornaro et al., 2025; Özdemir & Koru, 2023; Kaya & Çelikkaleli, 2022). در بلندمدت، این چرخۀ ناسازگارانه موجب افزایش اجتناب اجتماعی، واکنشپذیری هیجانی شدیدتر و شکلگیری الگوهای رفتاری دفاعی یا پرخاشگرانه میشود. در مجموع، شواهد موجود نشان میدهد تحریفهای شناختی بینفردی صرفاً موجب ایجاد سوءبرداشت در روابط نمیشوند، بلکه از طریق افزایش آسیبپذیری شناختی–هیجانی، تشدید حساسیت هیجانی، کاهش تنظیم هیجان و تضعیف کیفیت تعاملات اجتماعی، میتوانند مسیر بروز مشکلات رفتاری را هموار کنند. بنابراین، این تحریفها نه فقط در سطح ادراک و تفسیر سایر افراد عمل میکنند، بلکه با برهمزدن تعادل هیجانی نوجوان، سازوکارهای پاسخدهی رفتاری او را نیز تحت تأثیر قرار میدهند و یکی از عوامل مهم در تبیین مشکلات رفتاری محسوب میشوند.
در این میان، واکنشپذیری هیجانی، به عنوان یک سازۀ چندبُعدی، نقشی محوری در توضیح چگونگی تبدیل تحریفهای شناختی به پیامدهای رفتاری ایفا میکند. این سازه به شدت، سرعت و دوام تجربۀ هیجانها در هنگام مواجهه با محرکهای برانگیزاننده یا شرایط فشارزا اشاره دارد و در ادبیات روانشناسی به عنوان یکی از شاخصهای تمایز افراد در فرایند تنظیم هیجان شناخته میشود. شواهد تجربی نشان میدهد افرادی که از واکنشپذیری هیجانی بیشتری برخوردار هستند، هیجانها را نه فقط با شدت بیشتری تجربه میکنند، بلکه زمان بیشتری طول میکشد تا به سطح خط پایه بازگردند (Rahal et al., 2023; 2024). این ویژگی با کاهش ظرفیت تحمل هیجانی، آسیبپذیری بیشتر نسبت به عوامل تنشزا و احتمال افزایش نشانههای افسردگی و اضطراب مرتبط است (Del Giacco et al., 2023).
پژوهشهای رشدشناختی نیز تأیید کردهاند واکنشپذیری هیجانی زیاد، به ویژه وقتی در دوران کودکی و نوجوانی تداوم یابد، میتواند خطر بروز مشکلات رفتاری را افزایش دهد؛ نوجوانانی که واکنشپذیری هیجانی منفیتری دارند، بیشتر در معرض رفتارهای برانگیخته، پرخاشگرانه یا اجتنابی قرار میگیرند (Harris et al., 2025). افزون بر این، کیفیت بافت رشدی و محیط اجتماعی میتواند نقش تعدیلکنندۀ مهمی در این رابطه داشته باشد؛ به نحوی که محیطهای حمایتگر و ساختاریافته قادر هستند واکنشپذیری هیجانی را به سمت رفتارهای سازگارانه و اجتماعی هدایت کنند، اما در محیطهای آشفته، پرتنش یا ناکارآمد، همین ویژگی ممکن است به شکلگیری رفتارهای ناسازگارانه و اختلالزا منجر شود (Green et al., 2021).
یافتههای پژوهش حاضر نیز این الگو را تأیید میکند و نشان میدهد واکنشپذیری هیجانی، به عنوان یک متغیر میانجی، پیوندی معنادار میان تحریفهای شناختی بینفردی و مشکلات رفتاری نوجوانان برقرار میکند. به بیان دیگر، نوجوانانی که از میزان بیشتری تحریفهای شناختی (مانند ذهنخوانی، حساسیت افراطی به طرد یا انتظارات غیرواقعبینانه) رنج میبرند، هیجانها را با شدت بیشتر و دوامی طولانیتر تجربه میکنند و این امر احتمال بروز رفتارهای ناسازگارانه را افزایش میدهد. این الگو با نتایج مطالعات پیشین همسو است؛ مطالعاتی که نقش ترکیبی تحریفهای شناختی و هیجانپذیری را در افزایش مشکلات روانشناختی و رفتاری نوجوانان گزارش کردهاند ( Porcelli, 2019; Mancone et al., 2025).
در مجموع، یافتههای این پژوهش بر ضرورت توجه همزمان به شناسایی و اصلاح تحریفهای شناختی بینفردی و نیز تقویت مهارتهای تنظیم هیجان با هدف مدیریت واکنشپذیری هیجانی تأکید دارد؛ رویکردی که میتواند در مداخلات پیشگیرانه و درمانی ویژۀ نوجوانان نقشی مهم در کاهش مشکلات رفتاری و ارتقای سلامت روان آنان ایفا کند.
با توجه به یافتههای پژوهش حاضر که نشان داد تحریفهای شناختی بینفردی نقشی مهم در پیشبینی مشکلات رفتاری نوجوانان دارد و واکنشپذیری هیجانی به عنوان متغیر میانجی در این رابطه عمل میکند، پیشنهادهای کاربردی متعددی مطرح میشوند. نخست، طراحی و اجرای برنامههای آموزشی و کارگاههای تخصصی برای شناسایی و اصلاح تحریفهای شناختی بینفردی در مدارس و مراکز روانشناسی ضرورت دارد، زیرا این برنامهها میتوانند به نوجوانان کمک کنند تا الگوهای فکری نادرست خود را بشناسند و تغییر دهند. همچنین، با توجه به نقش میانجی واکنشپذیری هیجانی، آموزش مهارتهای تنظیم و مدیریت هیجان به نوجوانان، از طریق روشهای رواندرمانی هیجانی و تمرینهای تنظیم هیجان، میتواند به کاهش مشکلات رفتاری کمک قابل ملاحظهای بکند. ایجاد همکاری مستمر میان والدین، معلمان و روانشناسان نیز اهمیتی ویژه دارد تا نوجوانان در محیطهای مختلف، حمایت روانی و آموزشی دریافت کنند. علاوه بر این، توسعۀ برنامههای پیشگیرانه مبتنی بر شناسایی زودهنگام نوجوانان در معرض خطر با استفاده از ابزارهای معتبر سنجش تحریفهای شناختی و واکنشپذیری هیجانی گامی مؤثر در پیشگیری از بروز مشکلات رفتاری خواهد بود. در نهایت، طراحی برنامههای درمانی چندوجهی که همزمان تحریفهای شناختی را اصلاح کنند و واکنشپذیری هیجانی را ارتقا دهند، میتواند به بهبود کیفیت زندگی نوجوانان کمک کند.
با وجود اهمیت یافتههای پژوهش، محدودیتهایی نیز در مطالعه وجود دارند که باید در پژوهشهای آتی مورد توجه قرار گیرند. نمونهگیری محدود به یک منطقۀ جغرافیایی یا تعدادی محدود از نوجوانان ممکن است تعمیم نتایج به همۀ نوجوانان را محدود کند. همچنین، استفاده از پرسشنامههای خودگزارشی احتمال سوگیری پاسخدهندگان را افزایش میدهد، به ویژه در موضوعهای هیجانی و رفتاری که ممکن است شرکتکنندگان به مخفیکاری یا کماظهاری تمایل داشته باشند. ماهیت همبستگی و مدلسازی ساختاری پژوهش اجازه نمیدهد روابط علّی و معلولی قطعی مشخص شوند؛ بنابراین، مطالعات آینده با طراحیهای تجربی و آزمایشی برای تعیین دقیقتر این روابط توصیه میشوند. علاوه بر این، عوامل محیطی و فردی مانند شرایط خانوادگی، شخصیت و تجربیات قبلی که میتوانند در شکلگیری مشکلات رفتاری مؤثر باشند، در این پژوهش به طور کامل کنترل نشدهاند و باید در پژوهشهای آینده مدنظر قرار گیرند. در نهایت، انجام مطالعه در یک بازۀ زمانی کوتاه و مقطعی توانایی بررسی تغییرات بلندمدت متغیرها را محدود کرده است؛ بنابراین، استفاده از طراحیهای طولی در پژوهشهای بعدی میتواند دیدی جامعتر از پویایی این متغیرها در طول زمان ارائه دهد.
موازین اخلاقی
تمامی دانشآموزان با رضایت کامل در این پژوهش شرکت کردند. همچنین، حق انتخاب داشتند که در صورت نداشتن تمایل به پرسشنامهها پاسخ ندهند و از شرکت در پژوهش انصراف دهند. همچنین، حفظ محرمانگی اطلاعات در این پژوهش رعایت شد. گفتنی است، این مقاله بدون دریافت کمک مالی انجام شده است.
[1] Behavioral Problems
[2] Interpersonal Cognitive Distortions
[3] Emotional Reactivity
[4] Revised Behavior Problem Checklist
[5] Conduct Disorder
[6] Attention Problems–Immaturity
[7] Socialized Aggression
[8] Anxiety–Withdrawal
[9] Interpersonal Cognitive Distortions Scale
[10] Interpersonal Rejection
[11] Unreasonable Expectations
[12] Misunderstanding Tendency / Mind Reading
[13] Affective Reactivity Index
[14] Emotional Intensity
[15] Emotional Sensitivity
[16] Emotional Persistence
[17] Partial Mediation
)