تحقیق با موضوع

دسامبر 9, 2019 By vZbR33JZrQ

 

 

 

حرمت­خود

مرد(۲۶) ۱۳/۸۹ ۸۹ ۱۲/۱۴ ۲۴۸/۰ ۲۲۰/۰- ۶۲ ۱۱۸
زن(۳۰) ۸۵/۹۰ ۸۹ ۸۹/۱۸ ۲۹۴/۰ ۵۹۸/۰- ۵۸ ۱۲۴
کل(۵۶) ۰۷/۹۰ ۸۹ ۷۷/۱۶ ۳۲۶/۰ ۳۵۷/۰- ۵۸ ۱۲۴

 

جدول ‏۴‑۲۳ شاخصهای توصیفی آزمون حرمت خود(SERS) در نمونه  بالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان را نشان می دهد.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۲۴: شاخص­های توصیفی   مقیاس های پرسشنامه نئو ۶۰ سوالی(NEO-FFI) در نمونه بالینی(۴۹n=)

متغیر شاخص

نمونه

میانگین میانه انحراف معیار چولگی کشیدگی کمینه بیشینه
 

برون­گرایی

مرد(۲۲) ۳۶/۳۴ ۵۰/۳۴ ۸۵/۴ ۳۶۸/۰- ۷۲۶/- ۲۶ ۴۲
زن(۲۷) ۸۱/۳۴ ۳۵ ۳۷/۵ ۱۶۰/۰ ۲۶۱/۰- ۲۵ ۴۶
کل(۴۹) ۶۱/۳۴ ۳۵ ۰۹/۵ ۰۱۹/۰- ۴۲۳/۰- ۲۵ ۴۶
 

موافقت

مرد ۱۸/۴۰ ۴۱ ۵۹/۵ ۱۴۷/۰ ۱۹/۲ ۲۷ ۵۵
زن ۸۵/۴۱ ۴۳ ۲۷/۷ ۷۳۷/۰- ۳۲۱/۰- ۲۶ ۵۱
کل ۱۰/۴۱ ۴۲ ۵۶/۶ ۳۸۹/۰- ۰۱۲/۰- ۲۶ ۵۵
 

مسئولیت­ پذیری

مرد ۰۴/۴۲ ۴۱ ۶ ۳۵۶/۰ ۴۵۳/۰ ۲۹ ۵۴
زن ۲۲/۴۴ ۴۲ ۸۱/۶ ۴۴۰/۰ ۰۴/۱- ۳۳ ۵۷
کل ۲۴/۴۳ ۴۱ ۴۹/۶ ۴۴۷/۰ ۴۸۲/۰- ۲۹ ۵۷
روان­ آزورده­گرایی مرد ۲۷/۳۸ ۳۸ ۴۷/۶ ۳۱۱/۰ ۶۱۷/۰- ۲۸ ۵۰
زن ۳۳/۳۸ ۳۹ ۵۵/۶ ۱۶/۱- ۲۵/۱ ۲۰ ۴۷
کل ۳۰/۳۸ ۳۹ ۴۴/۶ ۵۰/۰- ۲۷۵/۰ ۲۰ ۵۰
 

پذیرندگی

مرد ۰۴/۳۹ ۴۰ ۵۴/۵ ۷۲۵/۰- ۴۹۶/۰ ۲۶ ۴۸
زن ۵۹/۳۸ ۳۸ ۵۲/۵ ۹۳/۱- ۵۷/۶ ۱۸ ۴۶
کل ۷۹/۳۸ ۳۹ ۴۷/۵ ۳۴/۱- ۴۸/۳ ۱۸ ۴۸

جدول ‏۴‑۲۴ شاخصهای توصیفی مقیاس های پرسشنامه نئو ۶۰ سوالی (NEO-FFI) در نمونه   بالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان را نشان می دهد.

نتایج استنباطی

بررسی شواهد مربوط به پایایی

در این قسمت با بررسی شواهد مربوط به پایایی پرسشنامه TIPI در دو گروه غیر بالینی(مطالعه مقدماتی و اصلی) و بالینی، فرجام فرضیه اول تحقیق حاضر را مشخص خواهیم کرد.

همانگونه که پیشتر و در فصل اول اشاره شد، فرضیه اول تحقیق به شرح زیر است:

پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) از پایایی مناسبی در نمونه­های  بالینی و غیر­بالینی ایرانی برخوردار است.

قابل ذکر است که پاسخ به فرضیه حاضر از دو جنبه برای گروه غیر بالینی(ضرائب همسانی درونی و ضریب همبستگی آزمون- بازآزمون) و از یک جنبه برای گروه بالینی( ضرائب همسانی درونی) پی گرفته خواهد شد.

 

نتایج مربوط به پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه اولیه

الف) نتایج پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه اولیه(۶۰n=)

۱)   محاسبه پایایی پرسشنامه TIPI با بهره گرفتن از ضرایب همسانی درونی(آلفای­کرونباخ)

برای بررسی ضرایب همسانی درونی در نمونه اولیه، اطلاعات به دست آمده از ۶۰ آزمودنی که اقدام به تکمیل پرسشنامه ده سوالی شخصیت کردند، مورد استفاده قرار گرفت. نتایج این تحلیل در

جدول ‏۴‑۲۵ منعکس شده است.

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۲۵: نتایج مربوط به ضرائب آلفا پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) در نمونه اولیه(۶۰n=)

شاخص

متغیر

آلفای کل آلفای دونیمه همبستگی بین دو نیمه ضریب اسپیرمن ­­بروان
نیمه اول نیمه دوم
برون­گرایی ۶۱/۰ ۱ ۱ ۴۴/۰ ۶۱/۰
موافقت ۴۳/۰ ۱ ۱ ۲۸/۰ ۴۳/۰
مسئولیت پذیری ۶۰/۰ ۱ ۱ ۴۶/۰ ۶۳/۰
پایداری هیجانی ۵۴/۰ ۱ ۱ ۳۷/۰ ۵۴/۰
پذیرندگی ۴۲/۰ ۱ ۱ ۲۷/۰ ۴۳/۰
مجموع ۵ عامل ۵۸/۰ ۳۶/۰ ۲۹/۰ ۵۴/۰ ۷۰/۰

بر اساس نتایج جدول ‏۴‑۲۵همان گونه که مشاهده می شود ضرائب آلفا در پرسشنامه ده سوالی شخصیت بین ۴۲/۰(پذیرندگی) و ۶۱/۰(برون­گرایی) می باشد. کمترین همبستگی بین دو نیمه مربوط به عامل پذیرندگی(۲۷/۰) می باشد و بیشترین همبستگی دونیمه مربوط به عامل مسئولیت­ پذیری (۴۶/۰) می باشد. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۲۵ که ضرائب همسانی درونی کل پرسشنامه و ۵ عامل از میزان توصیه شده (۷۰/۰) به وسیله نانالی و برنشتاین[۱] (۱۹۹۴) در نمونه اولیه غیر بالینی پایین است به طور کلی می­توان گفت پرسشنامه ده سوالی شخصیت از همسانی درونی متوسطی در نمونه اولیه برخوردار است.

۲)   محاسبه پایایی پرسشنامه TIPI با بهره گرفتن از ضرائب همبستگی آزمون- بازآزمون

به منظور بررسی پایایی آزمون – بازآزمون پرسشنامه ده سوالی شخصیت، این پرسشنامه به فاصله دو هفته برروی ۴۰ دانشجو اجرا گردید. ضرایب همبستگی پیرسون دو بار اجرا درجدول ‏۴‑۲۶  آمده است.

جدول ‏۴‑۲۶: نتایج مربوط به همبستگی پیرسون آزمون-بازآزمون پرسشنامه TIPIبا فاصله ۱۴ روزه (۴۰n=)

شاخص

متغیر

بار اول(۴۰n=) بار دوم(۴۰n=) ضرائب همبستگی
میانگین انحراف معیار میانگین انحراف معیار R P
برون­گرایی ۹۰/۸ ۵۹/۲ ۷۷/۸ ۵۵/۲ **۷۷/۰ ۰۱/۰
موافقت ۳۷/۱۰ ۵۶/۱ ۱۰ ۹۶/۱ **۷۵/۰ ۰۱/۰
مسئولیت­ پذیری ۷۰/۱۰ ۲۷/۲ ۴۵/۱۰ ۹۳/۱ **۷۰/۰ ۰۱/۰
پایداری هیجانی ۹۷/۸ ۸۴/۲ ۱/۹ ۵۷/۲ **۸۰/۰ ۰۱/۰
پذیرندگی ۶۵/۱۰ ۳۴/۲ ۱۲/۹ ۰۲/۲ **۶۷/۰ ۰۱/۰
مجموع ۵ عامل ۶۵/۴۹ ۲۲/۶ ۵۲/۴۷ ۸۴/۵ **۷۱/۰ ۰۱/۰

نتایج مندرج در جدول ‏۴‑۲۶ نشان می دهد که ضریب همبستگی مجموع ۵ عامل برابر ۷۱/۰ می­باشد. پایداری هیجانی(۸۰/۰) بیشترین ضریب همبستگی و پذیرندگی(۶۷/۰) کمترین ضریب همبستگی در بین عامل­ها را دارا است. قابل ذکر است که تمام همبستگی ها در سطح ۰۱/۰ معنادار است. بنابراین پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت (TIPI) براساس آزمون مجدد مناسب ارزیابی می­شود.

 نتایج پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه اصلی(۳۲۲n=)

الف) محاسبه پایایی پرسشنامه TIPI با بهره گرفتن از ضرایب همسانی درونی (آلفای کرونباخ)

برای بررسی ضرایب همسانی درونی در نمونه اصلی، اطلاعات به دست آمده از ۳۲۲ نفر که اقدام به تکمیل پرسشنامه ده سوالی شخصیت کردند، مورد استفاده قرار گرفت. نتایج این تحلیل در جدول ۴-۲۷ منعکس شده است.

 

جدول ‏۴‑۲۷: نتایج مربوط به ضرائب آلفا پرسشنامه TIPI در نمونه اصلی(۳۲۲n=)

 

متغیر شاخص

نمونه

آلفای کل آلفای دو نیمه همبستگی بین دو نیمه ضریب اسپیرمن بروان
نیمه اول نیمه دوم
 

برون­گرایی

مرد(۱۲۲) ۶۵/۰ ۱ ۱ ۴۹/۰ ۶۵/۰
زن(۲۰۰) ۷۱/۰ ۱ ۱ ۵۵/۰ ۷۱/۰
کل(۳۲۲) ۶۹/۰ ۱ ۱ ۵۳/۰ ۶۹/۰
 

موافقت

مرد ۵۳/۰ ۱ ۱ ۳۶/۰ ۵۳/۰
زن ۶۵/۰ ۱ ۱ ۴۹/۰ ۶۵/۰
کل ۶۱/۰ ۱ ۱ ۴۸/۰ ۶۱/۰
 

مسئولیت­ پذیری

مرد ۷۵/۰ ۱ ۱ ۶۱/۰ ۷۵/۰
زن ۶۸/۰ ۱ ۱ ۵۲/۰ ۶۸/۰
کل ۷۱/۰ ۱ ۱ ۵۶/۰ ۷۲/۰
پایداری­هیجانی مرد ۷۰/۰ ۱ ۱ ۵۴/۰ ۷۰/۰
زن ۷۱/۰ ۱ ۱ ۵۵/۰ ۷۱/۰
کل ۷۱/۰ ۱ ۱ ۵۵/۰ ۷۱/۰
 

پذیرندگی

مرد ۶۰/۰ ۱ ۱ ۴۳/۰ ۶۰/۰
زن ۵۹/۰ ۱ ۱ ۴۲/۰ ۵۹/۰
کل ۶۰/۰ ۱ ۱ ۴۳/۰ ۶۰/۰
 

کل آیتم ها

مرد ۵۹/۰ ۱ ۱ ۶۷/۰ ۵۹/۰
زن ۶۰/۰ ۱ ۱ ۶۵/۰ ۶۰/۰
کل ۶۰/۰ ۱ ۱ ۴۳/۰ ۶۰/۰

جدول ‏۴‑۲۷جدول ۴-۲۷، همان گونه که مشاهده می شود ضرائب آلفا نمونه کل پرسشنامه ده سوالی شخصیت بین۶۰/۰(پذیرندگی) و ۷۱/۰(مسئولیت­ پذیری و پایداری هیجانی) می باشد. کمترین همبستگی بین دو نیمه مربوط به عامل پذیرندگی(۴۳/۰) می باشد و بیشترین همبستگی دونیمه مربوط به عامل مسئولیت­ پذیری (۵۶/۰) می باشد. نتایج ضرائب همسانی در نمونه مردان و زنان نیز مشابه نتایج نمونه کل می باشد.  با توجه به این که ضرائب همسانی درونی کل پرسشنامه و دو عامل پذیرندگی و موافقت از میزان توصیه شده (۷۰/۰) به وسیله نانالی و برنشتاین (۱۹۹۴) پایین است به طور کلی می­توان گفت پرسشنامه ده سوالی شخصیت از همسانی درونی قابل قبولی در نمونه­ی غیر بالینی برخوردار است.

فرجام فرضیه اول: با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ۴-۲۵ الی۴-۲۷ پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه­ی غیربالینی دارای پایایی مناسب است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نتایج مربوط به پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه بالینی

الف) محاسبه پایایی پرسشنامه TIPI با بهره گرفتن از ضرایب همسانی درونی(آلفای­کرونباخ)

برای بررسی ضرایب همسانی درونی در نمونه بالینی، اطلاعات به دست آمده از ۵۶ بیماری که اقدام به تکمیل پرسشنامه ده سوالی شخصیت کردند، مورد استفاده قرار گرفت. نتایج این تحلیل در جدول ‏۴‑۲۸ منعکس شده است.

جدول ‏۴‑۲۸ نتایج مربوط به ضرائب آلفا پرسشنامه TIPI در نمونه بالینی

شاخص

متغیر

آلفای کل آلفای دونیمه همبستگی بین دو نیمه ضریب اسپیرمن ­­بروان
نیمه اول نیمه دوم
برون­گرایی ۶۵/۰ ۱ ۱ ۴۹/۰ ۶۵/۰
موافقت ۶۳/۰ ۱ ۱ ۴۶/۰ ۶۳/۰
مسئولیت پذیری ۶۹/۰ ۱ ۱ ۵۳/۰ ۷۰/۰
پایداری هیجانی ۶۳/۰ ۱ ۱ ۴۶/۰ ۶۳/۰
پذیرندگی ۵۸/۰ ۱ ۱ ۴۱/۰ ۵۸/۰
کل آیتم­ها ۳۴/۰ ۱۲/۰- ۵/۰- ۵۴/۰ ۷۰/۰

بر اساس نتایج جدول ‏۴‑۲۸ همان گونه که مشاهده می شود ضرائب آلفا در پرسشنامه ده سوالی شخصیت بین۵۸/۰(پذیرندگی) و ۶۹/۰(مسئولیت­ پذیری) می باشد. کمترین همبستگی بین دو نیمه مربوط به عامل پذیرندگی(۴۱/۰) می باشد و بیشترین همبستگی دونیمه مربوط به عامل مسئولیت­ پذیری (۵۳/۰) می باشد. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۲۸ که ضرائب همسانی درونی کل پرسشنامه و ۵ همه عامل از میزان توصیه شده (۷۰/۰) به وسیله نانالی و برنشتاین (۱۹۹۴) پایین است به طور کلی می­توان گفت پرسشنامه ده سوالی شخصیت از همسانی درونی متوسطی در نمونه­ی بالینی برخوردار است.

فرجام فرضیه اول: با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۲۸ فرضیه اول تحقیق در مورد پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه­ی بالینی تأیید می شود.

بررسی شواهد مربوط به اعتبار

بررسی اعتبار همگرا و واگر در نمونه غیربالینی

در این قسمت با بررسی یافته­ های مربوط به اعتبار پرسشنامه TIPI در نمونه اصلی، فرجام فرضیه دوم در این نمونه را مشخص خواهیم کرد.

همانگونه که پیشتر و در فصل اول اشاره شد، فرضیه دوم تحقیق به شرح زیر است:

فرضیه دوم تحقیق: پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) از اعتبار مناسبی در نمونه­های  بالینی و غیر­بالینی ایرانی برخوردار است

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۲۹: ضرائب همبستگی بین مقیاس های پرسشنامه TIPI با مقیاس های پرسشنامه(NEO-FFI) در نمونه  غیربالینی (۱۵۴n=)

متغیر شاخص

 

نمونه

برون­­گرایی (NEO) موافقت (NEO) مسئولیت­ پذیری(NEO) روان­آزرده­گرایی(NEO) پذیرندگی (NEO)
 

برون­گرایی (TIPI)

مرد(۶۳) **۶۴/۰ ۰۶/۰- ۰۱/۰ ۰۴/۰- ۲۳/۰-
زن(۹۱) **۷۴/۰ ۰۳/۰- ۰۱/۰ ۰۲/۰ *۲۲/۰
کل(۱۵۴) **۶۸/۰ ۰۴/۰- ۰۱/۰ ۰۰۰ ۰۵/۰
 

موافقت (TIPI)

مرد ۰۴/۰- **۶۵/۰ ۰۷/۰ ۱۰/۰- ۱۱/۰
زن ۰۶/۰ **۶۵/۰ **۲۷/۰ **۳۸/۰- ۰۵/۰
کل ۰۲/۰ **۶۴/۰ *۱۹/۰ **۲۶/۰- ۰۵/۰
 

مسئولیت­ پذیری(TIPI)

مرد ۲۲/۰ ۱۹/۰ **۶۴/۰ *۳۰/۰- ۰۵/۰
زن ۱۰/۰ ۱۳/۰ **۶۰/۰ **۲۸/۰- ۰۱/۰
کل *۱۶/۰ *۱۶/۰ **۶۲/۰ **۲۸/۰- ۰۲/۰
پایداری هیجانی(TIPI) مرد ۰۲/۰- ۱۱/۰ ۲۳/۰ **۶۲/۰- ۱۳/۰
زن *۲۲/۰ **۲۹/۰ *۲۲/۰ **۷۴/۰- ۰۰۴/۰
کل ۱۱/۰ **۲۱/۰ **۲۲/۰ **۶۹/۰- ۰۶/۰
 

پذیرندگی (TIPI)

مرد ۰۱/۰ **۳۴/۰ *۲۶/۰ ۱۴/۰- **۵۳/۰
زن **۳۸/۰ **۲۳/۰ *۲۱/۰ **۲۵/۰- **۵۵/۰
کل **۲۲/۰ **۲۷/۰ **۲۳/۰ **۲۱/۰- **۵۵/۰

جدول ‏۴‑۲۹ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و آزمون نئو را در نمونه   غیربالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می شود در نمونه کل بین عامل برون­گرایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت و عامل برون­گرایی(۶۸/۰r= ) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادرای بدست آمده است. این همبستگی در نمونه مردان(۶۴/۰r=) و زنان(۷۴/۰r=) نیز مشاهده می شود.

در نمونه کل بین عامل موافقت پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های موافقت(۶۴/۰r=) و مسئولیت­ پذیری (۱۹/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی(۲۶/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. این همبستگی ها در نمونه زنان تکرار شده به طوری که بین عامل موافقت پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل­های موافقت(۶۵/۰r=) و مسئولیت­ پذیری(۲۷/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی(۳۸/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده در حالی که در نمونه مردان فقط همبستگی بین عامل موافقت هر دو مقیاس(۶۵/۰r=) مثبت و معنادار می باشد. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل موافقت با عامل مشابه خود (۶۴/۰r=) بوده است و کمترین همبستگی این عامل با مسئولیت­ پذیری آزمون نئو(۱۹/۰r=) بدست آمده است.

در نمونه کل عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های مسئولیت­ پذیری(۶۲/۰r=) ، برون­گرایی (۱۶/۰r=) و موافقت(۱۶/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی (۲۸/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه مردان بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل­های مسئولیت­ پذیری(۶۴/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی (۳۰/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان نیز بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل­های مسئولیت­ پذیری(۶۰/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی (۲۸/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. قابل ذکر است که بالاترین همبستگی عامل مسئولیت­ پذیری با عامل مشابه خود (۶۲/۰r=) بوده است و کمترین همبستگی این عامل با ابعاد برونگرایی و موافقت آزمون نئو(۱۶/۰r=) بدست آمده است که در نمونه زنان و مردان همبستگی معناداری در این دو بعد مشاهده نگردید.

در نمونه کل  عامل پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­ روان­آزرده­گرایی    (۶۹/۰-r= ) آزمون نئو همبستگی منفی و معنادار و با عامل های موافقت (۲۱/۰r=) و مسئولیت­ پذیری (۲۲/۰r=) این مقیاس همبستگی مثبت و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان علاوه بر اینکه این رابطه­ها مشاهده می شود عامل برون­گرایی نیز با عامل پایداری هیجانی همبستگی مثبتی نشان داده است. بدین ترتیب که پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­آزرده­گرایی(۷۴/۰-r= ) آزمون نئو همبستگی منفی و معنادار و با عامل های برون­گرایی(۲۲/۰r=)، موافقت (۲۹/۰r=) و مسئولیت­ پذیری (۲۲/۰r=) این مقیاس همبستگی مثبت و معناداری به دست آمده است. در نمونه مردان تنها بین پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­ روان­آزرده­گرایی    (۶۲/۰-r= ) آزمون نئو همبستگی منفی و معنادار دیده می شود. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل پایداری هیجانی با عامل مشابه خود(۶۹/۰-r= ) بوده است که البته بین زنان(۷۴/۰-r=) و مردان   (۶۲/۰-r= ) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این عامل با موافقت آزمون نئو(۲۱/۰r=) بدست آمده است. در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

در نمونه کل بین عامل پذیرندگی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های پذیرندگی(۵۵/۰r=)، برون­گرایی (۲۲/۰r=)، موافقت(۲۷/۰r=) و مسئولیت­ پذیری(۲۳/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی (۲۱/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان نیز این همبستگی­ها مشاهده می شود بدین ترتیب که عامل پذیرندگی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های پذیرندگی(۵۵/۰r=)، برون­گرایی (۲۸/۰r=)، موافقت(۲۳/۰r=) و مسئولیت­ پذیری(۲۱/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معنادار و با عامل روان­آزرده­گرایی (۲۵/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. و در نمونه مردان بین عامل پذیرندگی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل­های پذیرندگی(۵۳/۰r=)، موافقت(۳۴/۰r=) و مسئولیت­ پذیری(۲۶/۰r=) آزمون نئو همبستگی مثبت و معناداری به دست آمده است. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل پذیرندگی با عامل همسان خود  (۵۵/۰-r=) بوده است و کمترین همبستگی این عامل با روان­آزرده­گرایی آزمون نئو(۲۱/۰-r=) بدست آمده است. البته در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۲۹ و با توجه به اینکه هدف ما از اجرای آزمون نئو بررسی اعتبار همگرا (عامل های برون­گرایی، موافقت، مسئولیت پذیری و پذیرندگی با عامل­های مشابه پرسشنامه ده سوالی شخصیت) و واگرا (روان­آزرده گرایی با پایداری­هیجانی)پرسشنامه ده­سولی شخصیت بوده است، نتایج نشان می دهند که این مقیاس­ها همبستگی همگرایی و واگرای معناداری را در نمونه کل، زنان و مردان به دست آورده­اند.

بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای و واگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می­گیرد.

جدول ‏۴‑۳۰: ضرایب همبستگی بین مقیاس های پرسشنامهTIPI) ( با مقیاس های پرسشنامه (EPQ) در نمونه غیر­بالینی کل(۸۳n=)

متغیر شاخص

 

نمونه

روان­رنجور­خویی

(EPQ)

روان­پریش­خویی

(EPQ)

برون­گرایی

(EPQ)

دروغ سنج

(EPQ)

 

برون­گرایی (TIPI)

مرد(۲۷) *۴۳/۰- ۱۳/۰ **۸۳/۰ ۲۰/۰
زن(۵۶) ۱۸/۰- ۰۵/۰ **۵۰/۰ ۰۲/۰
کل(۸۳) **۲۷/۰- ۹/۰ **۵۹/۰ ۹/۰
 

موافقت (TIPI)

مرد ۲۰/۰- *۴۶/۰- ۱۴/۰- *۴۳/۰-
زن **۵۲/۰- **۳۸/۰- *۳۳/۰ *۳۳/۰-
کل **۳۸/۰- **۴۱/۰- ۱۹/۰ **۳۸/۰-
 

مسئولیت­ پذیری(TIPI)

مرد ۰۴/۰ *۴۰/۰- ۰۸/۰ ۰۸/۰-
زن **۴۱/۰- *۳۳/۰- ۰۸/۰ ۰۴/۰-
کل *۲۴/۰- *۳۵/۰- ۰۸/۰ ۰۳/۰-
پایداری هیجانی(TIPI) مرد **۶۸/۰- ۱۸/۰- *۳۸/۰ ۳۵/۰-
زن **۵۹/۰- ۱۴/۰- ۰۲/۰ ۲۴/۰-
کل **۶۳/۰- ۱۴/۰- ۱۴/۰ *۲۷/۰-
 

پذیرندگی (TIPI)

مرد ۳۰/۰- ۳۳/۰- ۲۲/۰ ۱۸/۰-
زن ۱۷/۰- ۰۳/۰- ۱۹/۰ ۰۰۷/۰-
کل *۲۳/۰- ۱۴/۰- ۱۸/۰ ۰۵/۰-

جدول ‏۴‑۳۰ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و پرسشنامه شخصیت آیزنگ را در نمونه غیربالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می­شود در نمونه کل بین عامل برون­گرایی پرسشنامه ­ده­سوالی شخصیت و عامل برون­گرایی (۵۹/۰r= ) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی مثبت و معنادرا و با عامل روان­رنجور­خویی      (۲۷/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری بدست آمده است. این همبستگی ها در نمونه مردان نیز مشاهده می شود. بدین ترتیب که بین عامل برون­گرایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت و عامل برون­گرایی (۸۳/۰r= ) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی مثبت و معنادرا و با عامل روان­رنجور­خویی (۴۳/۰-r=) این مقیاس همبستگی منفی و معناداری بدست آمده است. در نمونه زنان تنها رابطه بین عامل برون­گرایی پرسشنامه­ده سوالی شخصیت و عامل برون­گرایی(۸۳/۰r= ) پرسشنامه شخصیت آیزنگ، که همبستگی مثبت و معنادرا دارند، مشاهده می شود. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل برون­گرایی  با عامل مشابه خود(۵۹/۰r= ) بوده است که البته بین زنان(۵۰/۰r=) و مردان (۸۳/۰r= ) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این عامل با روان­رنجور­خویی آیزنگ(۲۷/۰-r=) بدست آمده است که در زنان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

در نمونه کل بین عامل موافقت پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­رنجور­خویی    (۳۸/۰-r=)، روان­پریش­خویی(۴۱/۰-n=) و دروغ­سنج (۳۸/۰-n=) پرسشنامه آیزنگ همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان علاوه بر این که این رابطه ها تکرار شده ارتباط مثبتی بین موافقت پرسشنامه ده سوالی شخصیت و برون­گرایی شخصیت آیزنگ مشاهده می شود. بدین ترتیب که بین عامل موافقت پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­رنجور­خویی (۵۲/۰-r=)، روان­پریش­خویی(۳۸/۰-n=) و دروغ­سنج (۳۳/۰-n=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معنادار و  با عامل برون­گرایی(۳۳/۰ r=) این مقیاس همبستگی مثبت و معناداری به دست آمده است. در نمونه مردان نیز بین عامل موافقت پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­پریش­خویی (۴۶/۰-n=) و دروغ­سنج (۴۳/۰-n=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معنادار به دست آمده است بطور کلی بالاترین همبستگی عامل موافقت  با عامل روان­پریش­خویی (۴۱/۰-r= ) بوده است که البته بین زنان(۳۸/۰-r= ) و مردان (۴۶/۰-r= ) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این عامل با   روان­رنجور­خویی (زنان ۳۳/۰-r=  مردان۴۳/۰-  r=) و دروغ­سنجی(در مردان بدون معناداری) آیزنگ(۳۸/۰-r=) بدست آمده است.

در نمونه کل بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­رنجور­خویی (۲۴/۰-r=) و روان­پریش­خویی(۳۵/۰-n=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان نیز این رابطه ها مشاهده می شود بدین ترتیب که بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل­های روان­رنجور­خویی (۴۱/۰-r=) و روان­پریش­خویی (۳۳/۰-n=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. و در نمونه مردان فقط بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل روان­پریش­خویی (۴۱/۰-n=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل مسئولیت­ پذیری با عامل روان­پریش­خویی آیزنگ  (۳۵/۰-r= ) بوده است که البته بین زنان(۳۳/۰-r=) و مردان (۴۰/۰-r=) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این عامل با روان­رنجور­خویی آیزنگ(۲۴/۰-r=) بدست آمده است که در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

در نمونه کل عامل پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل های­ روان­رنجور­خویی    (۶۳/۰-r= ) و دروغ­سنج (۲۷/۰-r=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معناداری نشان داده است. در نمونه زنان نیز عامل پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل های­ روان­رنجور­خویی (۵۹/۰-r= ) نشان داده است. در نمونه مردان نیز علاوه بر این که همبستگی منفی و معناداری بین عامل پایداری­هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل های­ روان­رنجور­خویی (۵۹/۰-r= ) به دست آمده، بین پایداری­هیجانی پرسشنامه ده سوالی شخصیت و برون­گرایی(۳۸/۰r=) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی مثبت و معناداری مشاهده می شود بطور کلی بالاترین همبستگی عامل پایداری­هیجانی با عامل همسان خود(روان­رنجور­خویی) (۶۳/۰-r= ) بوده است که در زنان(۵۹/۰-r=) و مردان (۶۸/۰-r=) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این عامل با دروغ­سنجی آیزنگ (۲۷/۰-r=) بدست آمده است که در مردان و زنان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

در نمونه کل عامل پذیرندگی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل روان­رنجور­خویی (۲۳/۰-r= ) پرسشنامه شخصیت آیزنگ همبستگی منفی و معناداری نشان داده است. این رابطه در نمونه مردان و زنان دیده نمی شود. با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۰ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای پرسشنامه شخصیت آیزنگ بررسی اعتبار همگرا (برون­گرایی هر دو مقیاس) و واگرا (پایداری هیجانی با روان­رنجور­خویی) پرسشنامه ده­سوالی شخصیت بوده است، نتایج نشان می دهند که این مقیاس­های همبستگی همگرا و واگرا معناداری را در نمونه کل، زنان و مردان به دست آورده­اند.

بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای و واگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می­گیرد.

جدول ‏۴‑۳۱: ضرایب همبستگی بین مقیاس های پرسشنامهTIPI) ( با مقیاس حرمت خود(SERS) در نمونه غیربالینی(۳۲۲n=)

شاخص

 

متغیر

نمونه

برون­گرایی (TIPI) موافقت (TIPI) مسئولیت­ پذیری (TIPI) پایداری­هیجانی (TIPI) پذیرندگی (TIPI)
حرمت خود (SERS) کل(۳۲۲) **۴۷/۰ *۱۸/۰ **۲۶/۰ **۳۸/۰ ۱۳/۰
مرد(۱۲۲) **۲۵/۰ **۲۹/۰ **۳۱/۰ **۲۹/۰ **۲۵/۰
زن(۲۰۰) **۳۳/۰ **۲۵/۰ **۲۹/۰ **۳۲/۰ **۱۸/۰

جدول ‏۴‑۳۱ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و مقیاس حرمت خود را در نمونه غیربالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می­شود در نمونه کل بین همه عامل­های پرسشنامه ده سوالی شخصیت و حرمت خود همبستگی مثبت و معنادرای بدست آمده است. به این صورت که همبستگی برون­گرایی، موافقت، مسئولیت­ پذیری، پایداری هیجانی و پذیرندگی با حرمت خود به ترتیب ۳۳/۰، ۲۵/۰، ۲۹/۰، ۳۲/۰ و ۱۸/۰ می باشد. در نمونه زنان نیز به این صورت بوده و به ترتیب  همبستگی­های ۲۵/۰، ۲۹/۰، ۳۱/۰، ۲۹/۰ و ۲۵/۰ مشاهده می شود. در نمونه مردان نیر به غیر از عامل پذیرندگی، که با حرمت خود همبستگی معناداری نداشته، نتایج تکرار شده است. به این صورت که همبستگی برون­گرایی، موافقت، مسئولیت­ پذیری و  پایداری هیجانی  با حرمت خود به ترتیب ۴۷/۰، ۱۸/۰، ۲۶/۰، ۳۸/۰ می باشد. بطور کلی بالاترین همبستگی حرمت خود با عامل برون­گرایی (۴۷/۰r= ) بوده است که در زنان(۳۳/۰ r=) و مردان (۴۰/۰r=) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این سازه با عامل موافقت(۱۸/۰ r=) بدست آمده است.

با توجه به نتایج ارائه شده در

جدول ‏۴‑۳۱ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای مقیاس درجه­بندی حرمت خود بررسی اعتبار همگرای پرسشنامه ده­سوالی شخصیت(ارتباط مستقیم با عامل های برون­گرایی، پایدرای هیجانی و پذیرندگی) بوده است، نتایج نشان می دهند که این مقیاس­های همبستگی همگرایی معناداری را در نمونه کل، زنان و مردان(به غیر از پذیرندگی) به دست آورده­اند. بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

جدول ‏۴‑۳۲: نتایج مربوط به همبستگی   پرسشنامهTIPI) ( و پرسشنامه خشم حالت – صفت اسپیلبرگر ۲(STAXI-2) در نمونه غیربالینی(۸۵n=)

متغیر شاخص

 

نمونه

حالت

خشم

 

صفت

خشم

 

بروز

بیرونی خشم

بروز

درونی

خشم

کنترل

بیرونی

خشم

کنترل درونی

خشم

کل

خشم

 

برون­گرایی (TIPI)

مرد(۳۲) ۱۴/۰ ۰۳/۰- ۲۱ ۱۶/۰- ۱۰/۰ ۲۶/۰ ۱۸/۰
زن(۵۳) ۱۶/۰ *۳۳/۰ **۳۶/۰ ۲۱/۰- ۱۶/۰- ۱۳/۰- ۱۷/۰
کل(۸۵) ۱۲/۰ ۱۶/۰ **۳۰/۰ *۲۳/۰- ۰۷/۰- ۰۴/۰ ۱۳/۰
 

موافقت (TIPI)

مرد **۴۶/۰- *۴۳/۰- ۳۴/۰- ۰۹/۰- ۲۰/۰ ۰۷/۰ *۴۲/۰-
زن ۲۱/۰- **۴۲/۰- **۴۸/۰- ۱۷/۰- *۳۰/۰ *۲۸/۰ ۲۵/۰-
کل **۳۶/۰- **۴۲/۰- **۴۰/۰- ۱۸/۰- *۲۴/۰ ۲۵/۰ **۳۶/۰-
 

مسئولیت­ پذیری(TIPI)

مرد ۳۰/۰- ۰۶/۰- ۰۴/۰ ۰۴/۰- ۲۵/۰ ۱۱/۰ ۰۷/۰-
زن ۲۲/۰- ۰۸/۰- *۳۳/۰- ۰۷/۰- ۰۹/۰ ۱۱/۰- *۲۸/۰-
کل *۲۶/۰- ۰۷/۰- ۱۸/۰- ۰۷/۰- ۱۵/۰ ۰۱/۰- ۱۹/۰-
پایداری هیجانی(TIPI) مرد ۱۴/۰- *۳۹/۰- ۱۶/۰- ۲۱/۰- ۱۲/۰- ۱۰/۰- *۳۷/۰-
زن *۳۰/۰- **۴۶/۰- ۲۴/۰- ۱۳/۰- ۲۱/۰ ۰۸/۰ *۳۴/۰-
کل *۲۵/۰- **۴۳/۰- ۲۱/۰- ۱۹/۰- ۰۸/۰ ۰۳/۰ **۳۶/۰-
 

پذیرندگی (TIPI)

مرد ۱۴/۰- ۱۲/۰- ۲۴/۰- ۲۱/۰- ۱۹/۰- ۰۷/۰- ۲۹/۰-
زن ۰۶/۰- ۱۵/۰ *۳۰/۰ ۱۵/۰- ۰۹/۰- ۰۶/۰ ۰۷/۰
کل ۱۰/۰- ۰۲/۰- ۰۳/۰- ۱۷/۰- ۱۳/۰- ۰۲/۰- ۱۶/۰-

جدول ‏۴‑۳۲ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و خشم حالت-صفت اشپیلبرگر را در نمونه غیربالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می شود:

الف) همبستگی عامل ها با مجموع خشم:

در نمونه کل بین عامل موافقت با مجموع خشم(۳۶/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری بدست آمده است. در نمونه مردان نیز بین عامل موافقت با مجموع خشم(۴۲/۰-r=) مشاهده می شود. در نمونه زنان رابطه معناداری بین موافقت با مجموع خشم دیده نمی­ شود. عامل مسئولیت­ پذیری فقط در نمونه زنان همبستگی منفی و معناداری با مجموع خشم(۳۳/۰-r=) نشان می دهد. و عامل پایداری­ هیجانی با مجموع خشم همبستگی منفی و معناداری در نمونه کل(۳۶/۰-r=) ، نمونه مردان(۳۷/۰-r=) و زنان(۳۴/۰-r=)  بدست آورده است. بطور کلی بالاترین همبستگی مجموع خشم با عامل پایداری­هیجانی(۳۶/۰-r= )  بوده است که در زنان(۳۴/۰-r=) و مردان (۳۷/۰-r= ) این همبستگی کمی متفاوت است. همچنین با عامل موافقت هم این مقدار همبستگی(۳۶/۰-r= )   بدست آمده که در زنان این همبستگی معناداری مشاهده نمی­گردد.

الف) همبستگی عامل ها با خرده مقیاس های خشم:

در نمونه کل بین عامل برون­گرایی با آیتم بروز بیرونی خشم(۳۰/۰r=) همبستگی مثبت و معنادار و با آیتم بروز درونی خشم(۲۳/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه مردان رابطه معناداری مشاهده نمی شود. اما در نمونه زنان بین عامل برون­گرایی با صفت خشم(۳۳/۰r=) و بروز بیرونی خشم(۳۶/۰r=) همبستگی مثبت و معناداری را نشان داده است. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل برون­گرایی با آیتم بروز بیرونی خشم (۳۰/۰r= ) بوده است که البته در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید. و کمترین همبستگی این عامل با آیتم بروز درونی خشم(۲۳/۰-r=) بدست آمده است که در زنان و مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

در نمونه کل بین عامل موافقت با آیتم های حالت­خشم (۳۶/۰-r=)، صفت خشم(۴۶/۰-r=) و بروز بیرونی خشم(۴۰/۰-r=) همبستگی منفی و معنادار و با آیتم کنترل بیرونی خشم(۲۴/۰r=) همبستگی مثبت و معناداری به دست آمده است. در نمونه مردان نیز بین عامل موافقت با مجموع خشم         (۴۲/۰-r=) و آیتم های حالت­خشم (۴۶/۰-r=)، صفت خشم  (۴۳/۰-r=) همبستگی منفی و معنادار به دست آمده است. در نمونه زنان نیز بین موافقت با آیتم­های صفت خشم(۴۲/۰-r=) و بروز بیرونی­خشم (۴۸/۰-r=) همبستگی منفی و معنادار و با آیتم های کنترل بیرونی خشم(۳۰/۰r=) و کنترل درونی­خشم(۲۸/۰r=) همبستگی مثبت و معناداری دیده می شود. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل موافقت  با آیتم صفت خشم (۴۲/۰-r= ) بوده است و کمترین همبستگی این عامل با آیتم کنترل بیرونی خشم(۲۴/۰-r=) بدست آمده است که در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

عامل مسئولیت­ پذیری در نمونه کل همبستگی منفی که با آیتم حالت خشم(۲۶/۰-r=) نشان داده است. در نمونه زنان نیز عامل مسئولیت­ پذیری همبستگی منفی و معناداری با  آیتم بروز بیرونی خشم (۲۸/۰-r=) بدست آورده است.

در نمونه کل بین عامل پایداری­ هیجانی و آیتم های حالت­خشم (۲۵/۰-r=) و صفت خشم     (۴۳/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. در نمونه زنان این رابطه ها تکرار شده به این صورت که  عامل پایداری­ هیجانی با مجموع خشم (۳۴/۰-r=) و آیتم های حالت­خشم(۳۰/۰-r=) و صفت خشم(۴۶/۰-r=) همبستگی منفی نشان داده  است. در نمونه مردان نیز عامل پایداری­ هیجانی با آیتم صفت خشم (۳۹/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری نشان داده است. بطور کلی بالاترین همبستگی عامل پایداری­­هیجانی  با آیتم صفت خشم (۴۳/۰-r= ) بوده است که البته در بین زنان (۴۶/۰-r=) و مردان (۳۹/۰-r=) این همبستگی متفاوت بوده است. و کمترین همبستگی این عامل با آیتم حالت خشم(۲۵/۰-r=) بدست آمده است که در  مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۲ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای مقیاس خشم­ حالت-صفت اشپیلبرگر بررسی اعتبار واگرای پرسشنامه ده­سولی شخصیت(ارتباط معکوس با عامل های برون­گرایی، موافقت، مسئولیت­ پذیری، پایدرای هیجانی) بوده است، نتایج نشان می دهند که از بین این عامل­ها دو عامل موافقت و پایداری هیجانی همبستگی واگرایی معناداری را در نمونه غیر­بالینی به دست آورده­اند. قابل ذکر است این نتایج در نمونه زنان و مردان نیز به دست آمده است. در کل با در نظر گرفتن ارتباط خرده مقیاس های خشم با برون­گرایی و مسئولیت­ پذیری می توان گفت که نتایج قابل قبول بوده است.

 بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های واگرایی یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

 

 

جدول ‏۴‑۳۳: نتایج  همبستگی پرسشنامه ده سوالی شخصیتTIPI)) با پرسشنامه عاصفه مثبت و منفی(PANAS)   در نمونه غیربالینی(۷۸n=)

 

شاخص

 

متغیر

 

نمونه

برون­گرایی (TIPI) موافقت (TIPI) مسئولیت­ پذیری (TIPI) پایداری­هیجانی (TIPI) پذیرندگی (TIPI)
عاطفه مثبت مرد(۳۴) ۱۰/۰ ۰۷/۰ ۱۴/۰ ۲۱/۰ **۴۸/۰
زن(۴۴) **۴۵/۰ ۰۱/۰- ۱۹/۰ ۰۴/۰- **۴۳/۰
کل(۷۸) *۲۷/۰ ۲۶/۰ ۱۶/۰ ۰۹/۰ **۴۳/۰
عاطفه منفی مرد(۳۴) ۰۱/۰- ۲۳/۰- *۳۷/۰- *۴۱/۰- ۳۱/۰-
زن(۴۴) ۰۸/- *۳۲/۰- ۱۴/۰- **۴۵/۰- ۲۵/۰-
کل(۷۸) ۰۶/۰- *۲۸/۰- *۲۳/۰- **۴۳/۰- *۲۷/۰-

جدول ‏۴‑۳۳ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عاطفه مثبت و منفی را در نمونه غیربالینی به تفکیک کل نمونه، نمونه مردان و زنان نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می­شود عامل برون­گرایی در کل نمونه با عاطفه مثبت(۲۷/۰r=) همبستگی مثبت و معناداری را به دست آورده است. این نتایج در نمونه زنان(۴۵/۰r=) نیز تکرار شده در حالی که نمونه مردان چنین ارتباطی را نشان نمی دهند.

عامل دیگری که با عاطفه مثبت ارتباط دارد پذیرندگی است که در کل نمونه(۴۳/۰r=)، نمونه مردان (۴۸/۰r=)و نمونه زنان(۴۳/۰r=) همبستگی مثبت و معناداری را نشان می دهد.

بطور کلی بالاترین همبستگی عاطفه مثبت با عامل پذیرندگی (۴۳/۰r= ) بوده است که در زنان(۴۳/۰ r=) و مردان (۴۸/۰r=) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این سازه با عامل برون­گرایی(۲۷/۰ r=) بدست آمده است که در مردان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۳ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای مقیاس عاطفه مثبت بررسی اعتبار همگرای پرسشنامه ده­سولی شخصیت(ارتباط مستقیم با عامل های برون­گرایی، پایدرای هیجانی و پذیرندگی) بوده است، نتایج نشان می دهند که این عامل­ها (غیر از پایداری هیجانی) همبستگی همگرایی معناداری را در نمونه غیر­بالینی به دست آورده­اند. قابل ذکر است نتایج تقریبا مشابهی در نمونه زنان و مردان به دست آمده است. بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۳، بین عامل موافقت و عاطفه منفی در کل نمونه
(۲۸/۰-r=) و نمونه زنان (۳۲/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. این ارتباط در نمونه مردان مشاهده نمی­ شود.

همچنین بین عامل مسئولیت­ پذیری و عاطفه منفی در کل نمونه (۲۳/۰-r=) و نمونه مردان       (۳۷/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. این ارتباط در نمونه مردان مشاهده نمی­ شود.

عامل پایداری هیجانی نیز با عاطفه منفی در کل نمونه (۴۳/۰-r=) و نمونه مردان(۴۱/۰-r=) و نمونه زنان (۴۵/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری نشان داده است.

در نهایت بین عامل پذیرندگی و عاطفه منفی در کل نمونه (۲۷/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. این رابطه در نمونه مردان و زنان معنادرا نشده است.

بطور کلی بالاترین همبستگی عاطفه منفی با عامل پایداری هیجانی (۴۳/۰-r= ) بوده است که در زنان (۴۵/۰- r=) و مردان (۴۱/۰-r=) این همبستگی متفاوت است و کمترین همبستگی این سازه با عامل مسئولیت­ پذیری(۲۳/۰- r=) بدست آمده است که در زنان این همبستگی معنادار مشاهده نگردید.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۳ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای مقیاس عاطفه منفی بررسی اعتبار واگرای پرسشنامه ده­سوالی شخصیت(ارتباط معکوس با همه عامل) بوده است، نتایج نشان می دهند که این عامل­ها (غیر از برون­گرایی) همبستگی منفی و معناداری را در نمونه غیر­بالینی به دست آورده­اند. قابل ذکر است نتایج تقریبا مشابهی در نمونه زنان و مردان به دست آمده است. بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

 

فرجام فرضیه دوم: با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۲۹ الی جدول ‏۴‑۳۳ فرضیه دوم تحقیق در مورد اعتبار پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه­ی غیر بالینی تأیید می شود.

بررسی اعتبار همگرا و واگر در نمونه بالینی

الف)بررسی همبستگی بین مقیاس­های پرسشنامه TIPI با آزمون نئو و حرمت خود

در این قسمت با بررسی یافته­ های مربوط به همبستگی مقیاس­های پرسشنامه TIPI  با  پرسشنامه حرمت خود(SERS) و آزمون نئو، فرجام فرضیه دوم را در این نمونه بالینی مشخص خواهیم کرد.

همانگونه که پیشتر و در فصل اول اشاره شد، فرضیه دوم تحقیق به شرح زیر است:

فرضیه دوم تحقیق: پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) از اعتبار مناسبی در نمونه­های  بالینی و غیر­بالینی ایرانی برخوردار است.

جدول ‏۴‑۳۴: نتایج  همبستگی پرسشنامه ده سوالی شخصیتTIPI)) با مقیاس حرمت خود(SERS)  در   نمونه­بالینی(۵۶n=)

متغیر

شاخص

برون­گرایی (TIPI) موافقت (TIPI) مسئولیت پذیری (TIPI) پایداری هیجانی (TIPI) پذیرندگی (TIPI)
حرمت­خود (SERS) **۴۱/۰ ۱۸/۰ **۳۸/۰  ۱۶/۰ **۴۰/۰

ت.

جدول ‏۴‑۳۴ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و مقیاس حرمت خود را در نمونه بالینی نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می شود در نمونه کل بین سه عامل پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و حرمت خود همبستگی مثبت و معنادرای بدست آمده است. به این صورت که همبستگی برون­گرایی، مسئولیت­ پذیری و پذیرندگی با حرمت خود به ترتیب ۴۱/۰، ۳۸/۰و ۴۰/۰ می­باشد. بطور کلی بالاترین همبستگی حرمت خود با عامل برون­گرایی (۴۱/۰r= ) بوده است و کمترین همبستگی این سازه با عامل مسئولیت­ پذیری(۳۸/۰ r=) بدست آمده است. همچنین قابل ذکر است که ارتباط بین حرمت خود و مقیاس­های برون­گرایی و مسئولیت­ پذیری همانند نتایج گروه غیربالینی معنادار است. اما ارتباط حرمت خود با دو مقیاس موافقت و پایداری هیجانی که در گروه غیربالینی معنادار بود در این گروه مشاهده نمی­ شود.

با توجه به نتایج ارائه شده درت.

جدول ‏۴‑۳۴ و با توجه به اینکه هدف اصلی ما از اجرای مقیاس درجه­بندی حرمت خود بررسی اعتبار همگرای پرسشنامه ده­سولی شخصیت(ارتباط مستقیم با عامل های برون­گرایی، پایدرای هیجانی و پذیرندگی) بوده است، نتایج نشان می دهند که این عامل­ها (غیر از پایداری هیجانی) همبستگی همگرایی معناداری را در نمونه بالینی به دست آورده­اند. قابل ذکر است که باقی همبستگی ها رابطه غیر قابل انتظاری نداشتند. بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

جدول ‏۴‑۳۵: نتایج همبستگی بین پرسشنامه TIPI) ( با مقیاس های پرسشنامه  (NEO-FFI)در نمونه بالینی(۴۹n=)

متغیر

شاخص

برون­گرایی

(FFI)

موافقت

(FFI)

مسئولیت­ پذیری

(FFI)

روان­آزرده­گرایی

(FFI)

پذیرندگی

(FFI)

برون­گرایی (TIPI) **۶۰/۰ ۱۲/۰ ۲۰/۰ ۰۷/۰- ۱۳/۰-
موافقت

(TIPI)

*۲۹/۰ **۴۳/۰ ۱۶/۰ ۰۷/۰- ۰۶/۰
مسئولیت­ پذیری

(TIPI)

۲۱/۰ *۳۰/۰ **۷۰/۰ ۲۳/۰- ۰۱/۰-
پایداری هیجانی

(TIPI)

۱۲/۰- *۲۹/۰ ۰۳/۰- **۳۶/۰- ۰۱/۰
پذیرندگی

(TIPI)

۰۵/۰ ۰۸/۰ ۱۰/۰ ۱۸/۰- *۳۳/۰

جدول ‏۴‑۳۵ ماتریس همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) و آزمون نئو (NEO-FFI) را نشان می دهد. همان طوری که ملاحظه می شود بین برون­گرایی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و برون­گرایی آزمون نئو (۶۰/۰) همبستگی مثبت ، بین عامل موافقت پرسشنامه ده­ سوالی شخصیت با عامل های موافقت(۴۳/۰) و برون­گرایی(۲۹/۰) آزمون نئو همبستگی مثبت، بین عامل مسئولیت­ پذیری پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل های مسئولیت­ پذیری(۷۰/۰) و موافقت(۳۰/۰) آزمون نئو همبستگی مثبت ، بین عامل پایداری هیجانی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و عامل روان­آزرده­گرایی(۳۶/۰-) آزمون نئو همبستگی منفی و با عامل موافقت(۲۹/۰) این مقیاس همبستگی مثبت و بین عامل پذیرندگی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت با عامل پذیرندگی(۳۳/۰) آزمون نئو همبستگی مثبت و به دست آمده است. همان­گونه که در نمونه غیربالینی همبستگی این عوامل با یکدیگر معنی­دار مثبت و یا منفی بود در نمونه بالینی نیز می توان این ارتباط و معنی داری را مشاهده نمود. بطور کلی ارتباط بین عامل­های مسئولیت­ پذیری دو مقیاس (۷۰/۰r= ) بیشترین همبستگی و رابطه­ عامل­های پایداری­هیجانی TIPI با موافقت آزمون نئو و همچنین عامل­های موافقت TIPI  با برون­گرایی آزمون نئو (۲۹/۰ r=) کمترین همبستگی بوده است.

با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۵ و با توجه به اینکه هدف ما از اجرای آزمون نئو بررسی اعتبار همگرا (عامل های برون­گرایی، موافقت، مسئولیت پذیری و پذیرندگی با عامل­های مشابه پرسشنامه ده سوالی شخصیت) و واگرا (روان­آزرده گرایی با پایداری­هیجانی)پرسشنامه ده­سولی شخصیت بوده است، نتایج نشان می دهند که این مقیاس­ها همبستگی همگرایی و واگرای معناداری را در نمونه بالینی به دست آورده­اند. قابل ذکر است که باقی همبستگی ها نیز مطابق انتظار می باشد. بنابراین فرضیه دوم تحقیق، با توجه به جنبه های همگرای و واگرای یاد شده، مورد تأیید قرار می گیرد.

فرجام فرضیه دوم: با توجه به نتایج ارائه شده در جدول ‏۴‑۳۴ و جدول ‏۴‑۳۵ فرضیه دوم تحقیق در مورد اعتبار پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه­ی بالینی تأیید می شود.

ب) بررسی ارتباط مقیاس­های پرسشنامه TIPI با خرده مقیاس­های پرسشنامه DASS

در این قسمت با بررسی یافته­ های مربوط به ارتباط مقیاس­های پرسشنامه TIPI  با خرده مقیاس­های پرسشنامه DASS در دوگروه بیماران مبتلا به اختلال افسردگی و اضطرابی، فرجام فرضیه سوم را در این نمونه بالینی مشخص خواهیم کرد.

همانگونه که پیشتر و در فصل اول اشاره شد، فرضیه سوم تحقیق به شرح زیر است:

فرضیه سوم تحقیق: پرسشنامه(TIPI) در نمونه بالینی نتایجی مشابه با نتایج آزمون نئو درگروههای بالینی دارد.

 

 

جدول ‏۴‑۳۶: ضرائب همبستگی مقیاس­های پرسشنامه(TIPI) با خرده­مقیاس­های پرسشنامه DASS-21 در بیماران اختلال افسردگی(۳۳n=)

متغیر

شاخص

افسردگی

(FFI)

اضطراب

(FFI)

استرس

(FFI)

برون­گرایی (TIPI) *۳۴/۰- ۶/۰- ۱۵/۰-
موافقت

(TIPI)

۱۲/۰-  ۰۹/۰ ۱۲/۰
مسئولیت­ پذیری

(TIPI)

۰۹/۰- ۱۵/۰- ۱۵/۰-
پایداری هیجانی

(TIPI)

۰۹/۰- *۴۳/۰- *۴۱/۰-
پذیرندگی

(TIPI)

۱۲/۰ ۲۵/۰- ۱۱/۰

جدول ‏۴‑۳۶ ضرائب همبستگی مقیاس های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و خرده­مقیاس­های پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس را در بیماران مبتلا به اختلال افسردگی نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می­شود در این گروه از بیماران بین عامل برون­گرایی با خرده افسردگی
(۳۴/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. عامل دیگری که ارتباط معناداری را با خرده مقیاس های DASS-21 نشان داده پایداری هیجانی است که با دو خرده مقیاس اضطراب
(۴۳/۰-r=) و استرس(۴۱/۰-r=) پرسشنامه DASS-21 همبستگی منفی و معناداری را در این گروه از بیماران بدست آورده است. بطور کلی ارتباط بین عامل­ پایداری­هیجانی و خرده مقیاس اضطراب (۴۳/۰-r= ) بیشترین همبستگی و رابطه­ عامل برون­گرایی خرده مقیاس افسردگی (۳۴/۰- r=) کمترین همبستگی بوده است.

 

جدول ‏۴‑۳۷: ضرائب همبستگی مقیاس­های پرسشنامه(TIPI) با خرده­مقیاس­های پرسشنامه DASS-21 در بیماران اختلال اضطرابی(۲۳n=)

متغیر

شاخص

افسردگی

(FFI)

اضطراب

(FFI)

استرس

(FFI)

برون­گرایی (TIPI) *۴۲/۰- ۶/۰- ۱۲/۰-
موافقت

(TIPI)

۰۱/۰-  ۰۵/۰ ۲۵/۰-
مسئولیت­ پذیری

(TIPI)

۱۶/۰- ۲۸/۰ ۱۶/۰-
پایداری هیجانی

(TIPI)

۱۰/۰- *۴۲/۰- *۴۵/۰-
پذیرندگی

(TIPI)

۲۸/۰- ۲۷/۰- ۱۶/۰

جدول ‏۴‑۳۷ ضرائب همبستگی مقیاس­های پرسشنامه ده­سوالی شخصیت و خرده­مقیاس­های پرسشنامه افسردگی، اضطراب و استرس را در بیماران مبتلا به اختلال اضطرابی نشان می دهد. همانطوری که ملاحظه می­شود در این گروه از بیماران بین عامل برون­گرایی با خرده مقیاس افسردگی  (۴۲/۰-r=) همبستگی منفی و معناداری به دست آمده است. عامل دیگری که ارتباط معناداری را با خرده مقیاس های DASS-21  نشان داده پایداری هیجانی است که با دو خرده مقیاس اضطراب
(۴۲/۰-r=) و استرس(۴۵/۰-r=) پرسشنامه DASS-21 همبستگی منفی و معناداری را در این گروه از بیماران بدست آورده است. بطور کلی ارتباط بین عامل­ پایداری­هیجانی و  استرس (۴۵/۰-r= ) بیشترین همبستگی و رابطه­ عامل برون­گرایی با افسردگی و همچنین عامل پایداری­هیجانی با اضطراب    (۴۲/۰- r=) کمترین همبستگی بوده است.

فرجام فرضیه سوم: با توجه به همبستگی­های مشاهده شده  بین عامل­های TIPI و نشانه های بالینی در پرسشنامه­های DASS و نیز شواهد موجود در ادبیات تحقیق (کویجپرس[۲] و همکاران، ۲۰۰۵؛ و روزلینی و بران، ۲۰۱۱) می توان فرضیه سوم را مورد تائید قرار داد. در مورد این فرضیه در فصل ۵ به بحث خواهیم نشست.

بررسی اعتبار سازه

در این قسمت با بررسی یافته­ های مربوط به تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی پرسشنامه TIPI در نمونه اصلی، فرجام فرضیه چهارم در این نمونه را مشخص خواهیم کرد.

همانگونه که پیشتر و در فصل اول اشاره شد، فرضیه چهارم تحقیق به شرح زیر است:

فرضیه چهارم تحقیق: پرسشنامه­ده سوالی شخصیت(TIPI) براساس روش تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی پنج عامل را در نمونه های غیر بالینی ایرانی نشان می دهد.

 

الف) تحلیل عاملی اکتشافی

به منظور تعیین ساختار عاملی پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) اطلاعات به دست آمده از نمونه اصلی(۳۲۲ نفر) با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی اکتشافی مورد بررسی قرار گرفت.  برای بررسی تحلیل عاملی، نخست براساس نظر تباچینک و فیدل[۳](۱۹۶۶) در همبستگی بین آیتم ها می باید حداقل چند همبستگی بالا باشد و اگر هیچ کدام از آنها به ۳۰/۰ نرسد استفاده از تحلیل عاملی با تردید مواجه می شود، بررسی همبستگی بین آیتم­ها نشان داد که حداقل تعداد قابل توجهی از همبستگی­ها مساوی یا بزرگ­تر از ۳۰/۰ در نمونه مورد مورد نظر مشاهده گردید از این رو تحلیل عاملی پی گرفته شد. سپس مناسب بودن داده­­های به دست آمده از مطالعه برای انجام تحلیل عاملی مورد بررسی قرار گرفت. بدین منظور آزمون کرویت بارتلت[۴] استفاده شد. در صورتی می­توان گفت داده­ ها برای انجام تحلیل عاملی مناسب است که مقدار این آزمون در سطح معناداری قابل قبول باشد. همانطوری که در جدول ‏۴‑۳۸ مشاهده می شود، آزمون کرویت بارتلت مقادیر کای اسکوئر را برای کل نمونه، برابر با ۷۳۲/۶۷۹، را نشان می دهد؛ این مقادیر با درجه آزادی ۴۵ در سطح ۰۰۰۱/۰P< معنی دار هستند.  همچنین جهت انجام تحلیل عاملی، آزمون کفایت نمونه گیری کیزرمیر اکلین[۵](KMO) برای حصول اطمینان از کفایت حجم نمونه محاسبه شد که در کل نمونه، ۵۵/۰ است که مقدار رضایت بخش به شمار می آید. این اطلاعات در جدول ‏۴‑۳۸ نشان داده شده است.

 

 

 

جدول ‏۴‑۳۸: نتایج مربوط به آزمون های کرویت بارتلت و کفایت نمونه براداری تحلیل عاملی(TIPI)

شاخص KOM ۵۵۵/۰
کای اسکوئر ۷۵۲/۶۳۶
درجه آزادی ۴۵/۰
سطح معناداری ۰۰۰۱/۰

 

در گام بعدی برای تحلیل عاملی اکتشافی، جهت استخراج عوامل[۶] عبارات  TIPIاز روش تحلیل مولفه­های اصلی[۷] و انتخاب چرخش مایل(ابلیمین)، بنا به توصیه تباچنیک و فیدل(۱۹۹۶)، استفاده شد. برای مشخص کردن تعداد عامل هایی که باید از تحلیل آماری استخراج شوند از دو روش استفاده شد؛ روش تعیین عواملی که ارزش­­ویژه[۸] بالای ۱ دارند و روش نمودار اسکری. نتایج این تحلیل منجر به استخراج ۵ عامل با ارزش ویژه بزرگ­تر از ۱ شد. بررسی نمودار اسکری[۹] نیز احتمال وجود ۵ عامل را به عنوان عوامل زیر بنایی TIPI مطرح می کند. مقادیر مربوط به ارزش­های ویژه عامل بدست آمده در

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۳۹ و نمودار اسکری در نمودار ‏۴‑۱ نشان داده شده است.

 

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۳۹: نتایج مربوط به تحلیل مؤلفه­های اصلی پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI)

عامل ارزش­ویژه واریانس تبیین شده واریانس تبیین شده تراکمی
 

 

 

 

 

 

مولفه­

 

۱ ۲۹/۲ ۹۴/۲۲ ۹۴/۲۲
۲ ۸۵/۱ ۵۳/۱ ۴۸/۴۱
۳ ۲۶/۱ ۶۲/۱۲ ۱۰/۵۴
۴ ۱۸/۱ ۸۲/۱۱ ۹۲/۶۵
۵ ۰۷/۱ ۷۴/۱۰ ۶۶/۷۶
۶ ۶۱/۰ ۱۴/۶ ۸۱/۸۲
۷ ۵۱/۰ ۱۲/۵ ۹۳/۸۷
۸ ۴۸/۰ ۸۵/۴ ۹۲/۷۹
۹ ۳۹/۰ ۹۶/۳ ۷۵/۹۶
۱۰ ۳۲/۰ ۲۴/۳ ۱۰۰

 

نتایج

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۳۹ نشان می دهد که ارزش ویژه مربوط به تحلیل عاملی مؤلفه های اصلی در ۵ مورد بالاتر از یک است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

نمودار ‏۴‑۱: نمودار به دست آمده از روش تحلیل مؤلفه های اصلی

 

همانطور که در نمودار ‏۴‑۱ ملاحظه می شود نمودار اسکری نیز پنج عامل را به عنوان عوامل زیربناییTIPI  مطرح می کند.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

بعد از تحلیل مؤلفه­های اصلی، چرخش ابلیمین انجام شد و نتایج حاصل از این امر در جدول ‏۴‑۴۰ ارائه شده است.

جدول ‏۴‑۴۰: ماتریس الگوی مربوط به عوامل مستخرج از چرخش ابلیمین

 

سوالات

عوامل
۱ ۲ ۳ ۴ ۵
سوال ۸ ۸۸۹/۰        
سوال ۳ ۸۷۹/۰        
سوال ۱   ۸۶۷/۰      
سوال ۶   ۸۶۷/۰      
سوال ۴     ۸۷۶/۰    
سوال ۹     ۸۷۲/۰    
سوال ۷       ۸۵۴/۰  
سوال ۲       ۸۴۳/۰  
سوال ۵         ۸۷۲/۰-
سوال ۱۰         ۸۱۷/۰-

همان طوری که در جدول ‏۴‑۴۰ مشاهده می شود، تحلیل عاملی، پنج عامل را استخراج کرده که عوامل بدست آمده و سوالات مربوط به هر عامل به صورت زیر می باشد:

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۴۱: سوالات مربوط به عوامل مستخرج از چرخش ابلیمین

متغیر     شاخص سوالات
عامل ­اول(مسئولیت­ پذیری) ۳ (قابل اعتماد، خود نظم بخش)، ۸ (بی­نظم، بی­دقت)
عامل­ دوم(برون­گرایی) ۱ (برون­گرا، علاقمند)، ۶ (کم­حرف، ساکت)
عامل سوم(پایداری­هیجانی) ۴ (مضطرب، زود رنج)، ۹ (آرام، دارای ثبات­هیجانی)
عامل چهارم (موافقت) ۲ (انتقادی، ستیزه جو)، ۷ (همدلی­کننده، گرم و صمیمی)
عامل پنجم (پذیرندگی) ۵ (پذیرای تجارب جدید، پیچیده)، ۱۰ (قراردادی، غیرخلاق)

 

ب) تحلیل عاملی تأییدی

پس از آن که تحلیل اکتشافی برای TIPI انجام شد ساختار به دست آمد از این تحلیل با بهره گرفتن از روش تحلیل عاملی تاییدی مورد آزمون قرار گرفت.

در این مطالعه، با بهره گرفتن از مدل معادلات ساختاری میزان برازش ساختارTIPI  بر اساس شاخص­های نیکویی مورد بررسی قرار خواهد گرفت. این شاخص ها در اینجا به اختصار معرفی می گردد.

۱­-ریشه خطای میانگین مجذورات تقریبRMSEA)[10] ). این شاخص آزمون انحراف هر درجه آزادی است و برای مدل هایی که برازندگی خوبی داشته باشد کمتر از ۰۵/۰ است. و مقادیر بالاتر از آن تا ۰۸/۰ نشان دهنده خطاهای معقولی برای تقریب در جامعه متغیرهاست. به عنوان یک نقطه برش مقدار کوچکتر یا مساوی ۰۶/۰ برای برازندگی مدل مورد قبول است. این شاخص کمتر تحت تاثیر حجم نمونه است و از این نظر بیشتر مورد توجه است ( کلاین[۱۱]، ۱۳۸۱). براون[۱۲] و کادک[۱۳]، (۱۹۹۳) برای مدل های خوب مقدار کمتر از ۰۵/۰ برای مدل های متوسط مقادیر بین ۰۵/۰تا ۰۸/۰ و برای مدل های ضعیف مقادیر بالاتر از ۱۰/۰ را توصیه کرده اند.

۲­-شاخص خوبی برازش[۱۴](GFI)  برابر با نسبت مجموع مجذورات تفاوت­ها به واریانس­های مشاهده شده است. شاخص خوبی برازش تعدیل شده یا اصلاح شده[۱۵]AGFI) ( نیز شاخص خوبی برازش را با توجه به درجه آزادی تعدیل می کند. این دو شاخص بین صفر تا یک تغییر می کند و هر قدر که مقدار این شاخص­ها به عدد یک نزدیکتر باشد برازندگی بهتر است و مدل بهتر با داده ها برازش دارد ( کلاین، ۱۳۸۱). بر اساس توصیه بنتلر[۱۶]،۱۹۹۰ مقادیر بالاتر از۹۰/۰ نشان دهنده سطح قابل قبولی از برازش است.

۳­- شاخص نرم شده برازندگی[۱۷]، و شاخص نرم نشده برازندگی[۱۸]، شاخص برازندگی فزاینده[۱۹] و شاخص نرم شده برازندگی مختصر[۲۰] به این پرسش پاسخ می دهد که مدل مورد نظر در مقایسه با سایر مدل­های ممکن از لحاظ تبیین مجموعه داده­های مشاهده شده تا چه حد خوب عمل می کند. بر اساس اظهار نظر کلاین، (۲۰۰۵) مقادیر بالاتر از ۸۰/۰ نشان دهنده برازش نسبتا خوب یا متوسط مدل و مقادیر بین ۹۰/۰ تا ۹۵/۰ بسیار عالی هستند.

۴- ریشه میانگین مجذور باقی مانده ها[۲۱](RMR)، ریشه دوم میانگین مجذور تفاوت های همبستگی­های ضمنی و مشاهده شده است. برای این شاخص که بین صفر تا یک تغییر می کند هیچ نقطه برشی وجود ندارد. لذا تا حد ممکن بایستی کوچک باشد( کلاین، ۱۳۸۱). بزرگ بودن این شاخص به هنگامی که سایر شاخص ها برازش خوبی را نشان می دهد ممکن است بیانگر وجود داده­های دور افتاده در داده های خام باشد. مقادیر ۸۰/۰ یا کوچکتر نشان دهنده برازش مطلوب مدل است ( هیو[۲۲] و بنتلر، ۱۹۹۹).

۵- شاخص برازندگی تطبیقی(CFI)[23]  برازندگی مدل موجود را با مدل صفر که در آن فرض می­شود متغیر­های مکنون موجود در مدل با یکدیگر همبستگی ندارند، مورد بررسی قرار می دهد و مقدار آن باید دست کم ۹۰/۰ باشد تا مدل مورد نظر پذیرفته شود ( کلاین، ۱۳۸۱، هیو وبنتلر،۱۹۹۹).

۶-­ مجذور خی نرم شده[۲۴]: از تقسیم مجذور خی بر درجه آزادی بدست می آید. مقادیر کوچکتر از ۳ نشان دهنده برازش مناسبی است ( مال ایک[۲۵] و همکاران، ۱۹۸۹).

 

 

 

جدول ‏۴‑۴۲: تحلیل عاملی تأییدی پنج عامل متخذ از تحلیل عاملی اکتشافی

               شاخص

مدل

 

X2

 

df

 

 

X2/ df

 

 

NFI

 

 

IFI

 

 

 

RMR

 

RMSEA

 

CFI

 

GFI

 

AGFI

الگوی پنج­عاملی ۷۵/۶۵ ۲۵ ۶/۲ ۹۰/۰ ۹۳/۰ ۱۱/۰ ۰۷۲/۰ ۹۳/۰ ۹۶/۰ ۹۱/۰

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

جدول ‏۴‑۴۳: مقایسه شاخص­های تحلیل عاملی تأییدی متخذ از تحلیل عاملی اکتشافی با معیارها

شاخص معیار مقدار مشاهده شده
GFI ۸/۰ یا ۹/۰< ۹۶/۰
AGFI ۸/۰< ۹۱/۰
NFI ۸/۰ یا ۹/۰< ۹۰/۰
NNFI ۹/۰ < ۸۸/۰
CFI ۹۵/۰ یا ۹/۰< ۹۳/۰
RMR ۰۵/۰ یا ۰۸/۰> ۱۱/۰
RMSEA ۶۰/۰ یا ۰۸/۰> ۰۷/۰
RFI ۹/۰ < ۸۲/۰
IFI ۹/۰ < ۹۳/۰

با توجه به نتایج مندرج درجدول ‏۴‑۴۳ اکثر شاخص­ها با توجه به معیارها در وضعیت مطلوبی قرار دارد و نشانگر تأیید مدل پنج عاملی است.

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

شکل ‏۴‑۱: تحلیل عاملی تأییدی الگوی پنج عاملی پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI)

فرجام فرضیه سوم: بنابراین ۵ عامل بدست آمده در تحقیقات اصلی پرسشنامه ده سوالی شخصیت(TIPI) در نمونه ایرانی نیز مورد تائید قرار گرفت.

 

 

 

 

 

 

بحث و نتیجه گیری

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

مقدمه

بحث شخصیت و شناخت ساختار و عوامل آن همواره یکی از بحث­های اساسی و مهم در روانشناسی بوده است. تئوریهای متعدد برای کشف عناصر اساسی و ساختار شخصیت از جانب مولفان متعدد ارائه گردیده­اند . بسیاری از این تئوریها بر این مفهوم تاکید دارند که شخصیت حاصل عناصر و ویژگی­های مختلف می باشد. یکی از قدیمی­ترین این تئوریها؛ تئوری صفات می باشد. این تئوری بر اساسی­ترین پرسش شخصیت متمرکز است؛ اساسی­ترین واحد شخصیت چیست و چگونه بایستی افراد را توصیف کرد؟ این رویکرد، شخصیت و رفتار انسان را نتیجه مجموعه ­ای از صفات مختلف می­داند، از قدیم بوده است؛ لیکن در زمان معاصر دو گروه برای آن اهمیت قائل شده و آن را توسعه داده­اند. یک گروه با روش و بینش کلینیکی به نظریه­پردازی درباره صفت پرداخته­اند و گروه دیگر روش های آزمایشی و به­خصوص آماری، مانند روش تحلیل عوامل را اساس دستیابی به تئوری صفات دانسته ­اند. گروه اخیر روش­های منظم­تری برای مشخص کردن صفات به­کار بردند و توانستند تعارض بین کلیت و تجربی بودن شخصیت را حل کنند. این روش تحلیل عاملی بود. روش های تحلیل عاملی  در گستره شخصیت به دنبال کشف عوامل زیربنایی و صفات بنیادین در ساختار شخصیت می باشند(کلونینگر [۲۶]، ۲۰۰۳). نامیترین روان­شناسانی که برپایه جمع­آوری اطلاعات گوناگون و روان­سنجی و تست­های عینی و سرانجام نتیجه­گیری توسط تحلیل عوامل، کتل و آیزنگ بودند که توصیف جامعی از شخصیت را، بواسطه­­ی صفات مشخص و مختلفی، ارادئه دادند و با طراحی ابزارهای مختلف صفات مدنظرشان را سنجیدند(سیاسی، ۱۳۸۸). رویکرد این محققان بطور کلی و روش تحلیل عاملی که اساس روش آیزنگ و کتل بود بطور خاص، ابزار  بسیار مهمی برای سایر محققان رویکرد صفات از جمله پل کوستا و رابرت مک کری بود در جهت همگرایی رویکردهای گوناگون حول یک نظریه تلاش نمودند و بر این اساس نظریه معروف پنج عاملی را در ارتباط با ساختار شخصیت مطرح کردند. سپس این پژوهشگران برای سنجش این پنج عامل یک آزمون شخصیت به نام NEO طراحی کردند که بعد از اصلاحات متعدد یک از جامع ابزار جامع برای سنجش پنج عامل بزرگ شخصیت را با عنوان NEO-PI-R  اراده دادند که امکان سنجش پنج عامل بزرگ و شش جنبه خاص­تر در داخل هر عامل را فراهم می­ساخت (کوستا و مک کری،a1992). استفاده این ابزار در حیطه­های مختلف به تدریج مشکلات متعددی در استفاده و کاربرد آن مطرح کرد. از جمله طولانی بودن آن که باعث کاهش کیفیت پاسخ ها می شود و در بعضی موقعیت­های پژوهشی قابل اجرا نبود موجب ترغیب محققان برای ایجاد مقیاس های کوتاه­تر گردید یکی از تلاشها برای تدوین و تحول ابزارهای فرم کوتاه تر در گستره ارزیابی  پنج عامل بزرگ شخصیت؛ توسط گاسلینگ و همکاران(۲۰۰۳) انجام یافته است. این مقیاس توجه محققان زیادی را به سمت خودش جلب کرده زیرا که وجود چنین مقیاسی باعث گسترش حیطه­ی مطالعاتی می شود که در آن می­توان پنج عامل عمده را اندازه گیری کرد و همچنین وجود ابزاری برای سنجش سریع عوامل شخصیت می تواند امکان مطالعات غربال­گری و زمینه­یابی را فراهم نماید و از سوی دیگر مقیاس­های کوتاه­تر افزونگی آیتم­ها را حذف کرده و با کاهش خستگی شرکت کنندگان موجب کیفیت پاسخ­ها می­شوند. بر این اساس در پژوهش حاضر به بررسی اعتبار و پایایی پرسشنامه ده سوالی شخصیت در نمونه­های ایرانی می­پردازیم.

تلاش اساسی پژوهش حاضر بررسی­ ویژگیهای روانسنجی پرسشنامه ده­سوالی شخصیت (TIPI) در نمونه بالینی و غیر بالینی بوده است. بر این اساس پس از آماده سازی تست و ترجمه آن در وهله نخست در مطالعه­ اولیه ضرائب آلفا بر نمونه­ای ۴۰ نفره اجرا و باز آزمون گردید. سپس نمونه اصلی (غیر­بالینی) از بین دانشکده های دانشگاه شاهد انتخاب شد و نمونه بالینی نیز از بین مراجعان کلینیک سلامت خانواده و درمانگاه بیمارستان مصطفی خمینی انتخاب گردید. با توجه به اهداف مطالعه پرسشنامه­ TIPI، پرسشنامه پنج عامل شخصیت نئو(NEO-FFI)، پرسشنامه شخصیت آیزنگ(EPQ)، مقیاس درجه­بندی حرمت خود(SERS)، پرسشنامه حالت-صفت خشم اشپیلبرگر، مقیاس عاطفه مثبت و منفی(PANAS) و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس(DASS-21) بر روی نمونه­های تحقیق اجرا گردید.

 خلاصه نتایج

تحلیل­های انجام شده شواهد مطلوبی از اعتبار(همگرا و واگرا، سازه) و پایایی (ضریب همسانی درونی و ثبات در طی زمان) پرسشنامه TIPI  را در نمونه اصلی و بالینی جمعیت ایرانی فراهم آورد.

الف) شواهد مربوط به اعتبار: با توجه به ضرایب قابل قبول بین پرسشنامه TIPI و پرسشنامه پنج عامل شخصیت نئو(NEO-FFI)، پرسشنامه شخصیت آیزنگ(EPQ)، مقیاس درجه­بندی حرمت­خود(SERS)، پرسشنامه حالت-صفت خشم اشپیلبرگر، مقیاس عاطفه مثبت و منفی(PANAS) و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس(DASS-21) اعتبار همگرا و واگرا این پرسشنامه تأیید شد. نتایج تحلیل عاملی اکتشافی پرسشنامه TIPI نشان داد که این مقیاس دارای ۵ است. همچنین نتایج تحلیل عاملی تأییدی پرسشنامه مذکور نشان می­دهد که مدل پنج عاملی این پرسشنامه در جمعیت ایرانی از شاخص­های مناسبی برخوردار است.

ب) شواهد مربوط به پایایی: بررسی ضرایب پایایی همسانی درونی نشان داد که کل مقیاس و عامل­ها همسانی درونی متوسطی دارند. همچنین بررسی ضرائب بازآزمایی به فاصله ۲ هفته نشان داد که پرسشنامه TIPI و خرده مقیاس های آن از پایایی مناسبی برخوردارند.

ج) شواهد مربوط به نتایج نمونه بالینی: بررسی ضرایب همبستگی بدست آمده بین عامل­های پرسشنامه TIPI و مقیاس افسردگی، اضطراب و استرس(DASS-21) در دو گروه اختلالات افسردگی و اختلالات اضطرابی نشان داد، ارتباط عامل­های پرسشنامه TIPI با دو گروه یاد شده همسو با پیشینه پرسشنامه نئو بدست آمده است.

بحث در مورد نتایج

نتایج تحقیق کنونی را با توجه به فرضیه های تحقیق در ۳ گستره می توان مورد بحث و تحلیل قرار داد:

الف) نخست آنکه با توجه به همبستگی های مثبت و معنی دار بین ۴ عامل مشابه TIPI و نئو،  و البته وجود همبستگی منفی بین پایداری هیجانی و روان آزرده گرائی در آزمون نئو می توان اعتبار همگرا و واگرا TIPI را مورد تائید قرار داد. نتایج تحقیق کنونی با یافته­ های گاسیلینگ و همکاران(۲۰۰۳)، ماک و همکاران(۲۰۰۷)، هافمنز و همکاران(۲۰۰۸)، ارهارات و همکاران(۲۰۰۹) و ریمرو و همکاران(۲۰۱۳) همسو است. همچنین از بین عامل­های TIPI، پایداری­هیجانی بالاترین همبستگی را با روان­آزرده­گرایی نشان داد که همسو با نتایج ماک و همکاران(۲۰۰۷) و ریمرو و همکاران(۲۰۱۳) بود. و نیز شواهد مربوط به همبستگی­های  مشاهده شده بین آزمون آیزنک و TIPI  نیز با مطالعات  کاستا و مک کری (۱۹۹۵)، درایکوت[۲۷] و کلاین[۲۸](۱۹۹۵)، آویا[۲۹]و همکاران(۱۹۹۵)و لارستون[۳۰] و همکاران(۲۰۰۲) که این دو مقیاس را با هم مقایسه کردند، همسو است. در مطالعات ذکر شده دو عامل برون­گرایی و روان­رنجور­خویی با عامل­های مشابه­شان بالاترین همبستگی را نشان دادند که این نتایج با یافته­ های این پژوهش همسو است.

در ارتباط با همبستگی های بدست آمده پرسشنامه TIPI و مقیاس درجه­بندی حرمت نفس باید گفت که مطابق انتظار ما بین پنج عامل و حرمت خود همبستگی مثبتی به دست آمده که این یافته­­ها با نتایج کاستا و مک­کری (۱۹۹۸) دیقمن (۱۹۹۰)، کاستا و مک­کری، دای[۳۱](۱۹۹۱)، گلدبرگ[۳۲] و روسالاک[۳۳](۱۹۹۴)، ، کوان[۳۴] و همکاران(۱۹۹۷)، کلر[۳۵](۲۰۰۰)، رابینز و همکاران(۲۰۰۱)، هافمنز و همکاران(۲۰۰۸)، ویسلسکا[۳۶] (۲۰۰۹) و اورال و اورث[۳۷](۲۰۱۱) همسو می باشد. بهرحال حرمت نفس پیامدی ترکیبی از  ساختار ۵ عاملی شخصیت است و با توجه به آنکه هم عامل­های شخصیت و هم حرمت نفس دارای خاستگاه وراثتی می باشند همبستگی بین این دو قابل انتظار است. به عنوان مثل افرادی که در تجربه عواطف منفی آستانه پایینی دارند در باره خودشان احساس منفی درباره خودشان دارند و برعکس. و در نهایت حرمت خود و شخصیت بر همدیگر اثر گذاشته تأثیر و تأثر متقابل می­گردند. مثلاٌ حرمت نفس پایین ممکن است باعث کمبود اعتماد ­به نفس شود که رفتارهای اجتماعی را کاهش داده و متعاقب آن فرد را بیشتر درونگرا می کند(رابینز و همکاران، ۲۰۰۱).

آنچه که ما از شواهد بین TIPI و پرسشنامه حالت صفت خشم اشپیلبرگر به دست آوردیم نیز بطور کلی نمایانگر اعتبار پرسشنامه TIPI بود. گرچه در پاره­ای از موارد تفاوت­هایی نیز وجود داشت و به عنوان مثال برخلاف مطالعه هافمنز و همکاران(۲۰۰۸) بین برون­گرایی و خشم رابطه مثبتی وجود نداشت (هافمنز و همکاران،۲۰۰۸) گر چه بین بروز خشم بیرونی و برون­گرایی این همبستگی مثبت وجود داشت( برخلاف خشم درونی و برون­گرایی که همبستگی منفی وجود داشت). همان ­طور که می دانیم خشم باعث برانگیختگی روانی­فیزیولوژیکی می گردد و فرد را آماده پرخاشگری می­ کند(ون­گوزن[۳۸]، ۱۹۹۴). و از سوی دیگر افراد برونگرا تمایل بیشتری برای بروز و بیان هیجان­های خود نسبت به سرکوب آن دارند و بدین ترتیب هیجان­های خود را بیشتر بیان می کنند تا سرکوب.

شواهد همبستگی­های مربوط به عامل موافقت با مقیاس­های خشم نیز با مطالعات مولفان دیگر همسو است(هافمنز و همکاران، ۲۰۰۸؛ باس[۳۹]، ۱۹۹۱؛ جنسن-کمپبل[۴۰] و همکاران،۲۰۰۷ و شارپ و دسای[۴۱]،۲۰۰۱) همسو است. بهرحال بنا بر نظر جنسن کمپیل و همکاران( ۲۰۰۷ ) عامل موافقت با خود­کنترلی همبستگی بالا دارد و از این رو همبستگی معکوس عامل موافقت با حالت و صفت خشم و بروز بیرونی آن و نیز همبستگی مثبت با مقیاس کنترل بیرونی خشم مسئله­ای قابل پذیرش می­باشد. همین مسئله در مورد همبستگی­های منفی بین پایداری هیجانی و نمره کلی خشم مطرح می شود و پایداری هیجانی بالا باعث افزایش آستانه تحمل تجربه عواطف منفی شده و این ویژگی موجب کنترل خشم، به عنوان یکی از عواطف منفی، می­شود.(هافمنز و همکاران، ۲۰۰۸؛ باس، ۱۹۹۱؛ جنسن-کمپبل و همکاران،۲۰۰۷ و شارپ و دسای،۲۰۰۱).

از دیگر یافته ها در گستره اعتبار نتایج ناشی از همبستگی بین TIPI و مقیاس عاطفه مثبت و منفی می­باشد که با یافته­ های هافمنز و همکاران(۲۰۰۸) و ریمرو و همکاران(۲۰۱۳) که ارتباط پرسشنامه TIPI و مقیاس عاطفه مثبت بررسی کردند، همسو می باشد. باید خاطر نشان کرد که برخلاف آنچه که پیش بینی شده بود بین پایداری هیجانی و عاطفه مثبت و همچنین بین برون­گرایی و عاطفه منفی رابطه معناداری بدست نیامده است. به طور کلی در خصوص این نتایج باید عنوان شود که  اولاٌ عاطفه­مثبت بیشتر از اینکه با پایداری هیجانی مرتبط باشد با برون­گرایی ارتباط دارد، در حالیکه عاطفه­منفی بیشتر از اینکه با  برون­گرایی مرتبط باشد با پایداری هیجانی ارتباط دارد. دیگر آنکه بر اساس نظر مک­کری و کاستا عامل­های برون گرایی و پایداری هیجانی بیشتر از نظر سرشتی با عاطفه مثبت و منفی ارتباط دارند در حالی که عامل­های موافقت و مسئولیت­ پذیری و پذیرش بیشتر بطور کنشی با یکدیگر در ارتباطند(کاستا و مک­کری، ۱۹۹۱؛ لارسن و کتلار [۴۲]، ۱۹۹۱؛ دینو و کوپر[۴۳]، ۱۹۹۸؛ هیز و جوزف[۴۴]، ۲۰۰۲؛ چنگ و فرونهام[۴۵]، ۲۰۰۳ ). همسو با این گفته­ها هافمنز و همکاران(۲۰۰۸) و ریمرو و همکاران(۲۰۱۳)، کاستا و مک­کری(۱۹۹۱)، دینو و کوپر(۱۹۹۸)، هیز و جوزف(۲۰۰۲)، چنگ و فرونهام(۲۰۰۳ )استل[۴۶] و همکاران(۲۰۰۸) ارتباط عامل پایداری هیجانی با عاطفه مثبت و همچنین برون­گرایی با عاطفه منفی را ضعیف گزارش کرده­اند. بر این اساس به­طور کلی می توان گفت که برون­گرایی بیشترین زمینه را برای عاطفه مثبت و روان­آزرده­گرایی(پایداری هیجانی) بیشترین زمینه را برای عاطفه منفی مهیا می­سازد. باقی­ عامل­ها بیشتر به صورت غیر­مستقم و همراه با سایر متغیر­های ممکن با عاطفه مثبت و منفی ارتباط دارند.

  یکی از مهمترین یافته­ های این تحقیق در مورد اعتبار سازه و عامل­های TIPI به تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی مربوط بود. نتایج تحلیل عامل اکتشافی نشان داد که نتایج تحلیل عاملی اکتشافی نشان داد که پرسشنامه TIPI در نمونه اصلی از پنج عامل تشکیل شده است. ساختار پنج عاملی به این صورت بود که عامل اول از چهار توصیف­گر(دو آیتم) مسئولیت­ پذیری تشکیل شده است(قابل اعتماد، خود نظم بخش/ بی­نظم، بی­دقت)، عامل دوم از چهار توصیف­گر برون­گرایی تشکیل شده است(برون­گرا، علاقمند/ کم­حرف، ساکت)، عامل سوم از چهار توصیف­گر پایداری­هیجانی تشکیل شده است(مضطرب، زود رنج / آرام، دارای ثبات­هیجانی)، عامل چهارم از چهار توصیف­گر موافقت تشکیل شده است(انتقادی، ستیزه جو / همدلی­کننده، گرم و صمیمی) و عامل پنج از چهار توصیف­گر پذیرندگی تشکیل شده است(پذیرای تجارب جدید، پیچیده/ قراردادی، غیرخلاق)که در واقع همه عامل ها مطابق ساختار فرض شده می باشد. این یافته­ها با نتایج دو بررسی که تحلیلی عاملی اکتشافی پرسشنامه TIPI گزارش کرده­اند همسو است. هافمنز و همکاران(۲۰۰۸) هر پنج عامل را مطابق ساختار پنج عاملی بدست آوردند و همچنین ریمرو و همکاران(۲۰۱۳) به استثناء یک آیتم عامل موافقت باقی عامل ها مطابق ساختار فرض شده گزارش کرده­اند. همچنین نتایج تحلیل عاملی تأییدی پرسشنامه TIPI در نمونه غیربالینی نیز نشان می دهد که پنج عامل یاده شده در نمونه ایرانی از شاخص­های مناسبی برخوردار است. همسو با این نتایج ماک و همکاران(۲۰۰۷) و ارهارت و همکاران(۲۰۰۹) نیز پنج عامل را با شاخص­های مناسب گزارش کرده­اند.

شواهد به دست آمده از اعتبار در نمونه بالینی نیز همسو با نتایح سایر مطالعات بوده است.(گاسیلینگ و همکاران، ۲۰۰۳؛  ماک و همکاران، ۲۰۰۷؛ هافمنز و همکاران، ۲۰۰۸؛ ارهارات و همکاران، ۲۰۰۹؛ ریمرو و همکاران، ۲۰۱۳؛ کاستا و مک­کری ،۱۹۹۸؛ کاستا و مک­کری، دای ،۱۹۹۱؛ گلدبرگ و روسالاک ، ۱۹۹۴؛ کوان و همکاران، ۱۹۹۷؛ کلر ، ۱۹۹۹؛  رابینز و همکاران، ۲۰۰۱) همسو می باشد. گرچه بین  پایداری هیجانی و حرمت نفس در نمونه بالینی ارتباط معنی داری به دست نیامد.

ب) مطالعه کنونی نمایانگر پایایی  پرسشنامه TIPI در نمونه غیر بالینی و بالینی بود که از جانب مطالعات متعددی مورد حمایت قرار گرفت(مطالعه گاسلینگ و همکاران، ۲۰۰۳؛ مطالعه ماک و همکاران؛ ۲۰۰۷؛  ریمرو و همکاران، ۲۰۱۳).بهرحال همانگونه که گاسلینگ و همکاران اشاره نموده ­اند آیتم­های محدود این پرسشنامه ( هر عامل ۲سوال ) مهمترین عامل در پائین بودن میزان همسانی درونی است و از سوی دیگر این پرسشنامه بیشتر بر اعتبار محتوا تکیه دارد نتایج نشان می دهد پرسشنامه TIPI از همسانی درونی متوسطی(۶۰/۰) برخوردار است.

در نمونه بالینی نیز شواهد پایایی نظیر نمونه غیر بالینی و همسو با سایر مطالعات بود (مطالعه گاسلینگ و همکاران، ۲۰۰۳؛ مطالعه ماک و همکاران؛ ۲۰۰۷؛  ریمرو و همکاران، ۲۰۱۳). همچنین بایستی به این مسئله نیز توجه داشت که نوسانات موجود بین مطالعه کنونی و سایر مطالعات می تواند ناشی از تفاوت ابزارهای اندازه گیری و تفاوت های فرهنگی بوده است. به عنوان مثال در این مطالعه ما از پرسشنامه DASS استفاده نمودیم که این مقیاس اولاً دارای سوالات محدودتری در مقایسه با سایر ابزارهای بالینی است، و دیگر آنکه برای ارزیابی اختلال وسواس ممکن است صلاحیت لازم را نداشته باشد.

ج) در نهایت ما در یافتیم که بر اساس شواهد متعدد درمورد ارتباط بین اختلالات بالینی و آزمون نئو، همان ارتباط در TIPI و افسردگی و اضطراب وجود دارد.(ترول و شر[۴۷]، ۱۹۹۴؛ بلات[۴۸]،۱۹۹۵؛ باقبی[۴۹]، ۱۹۹۵؛ واتسون و کلارک، ۱۹۹۸؛ لوزانو و جانسون[۵۰]، ۲۰۰۱؛ بی­انوا[۵۱] و همکاران، ۲۰۰۱؛ پیترسون[۵۲] و همکاران، ۲۰۰۳؛ کویجپرس[۵۳] و همکاران، ۲۰۰۵؛ و روزلینی و بران، ۲۰۱۱). البته قابل ذکر است در مطالعات لوزانو و جانسون (۲۰۰۱) بین موافقت و مسئولیت­ پذیری با افسردگی رابطه وجود داشت که در مطالعه کنونی ما چنین رابطه ای را بدست نیاوریم. همچنین ناهمگرایی­هایی بین رابطه مسئولیت­ پذیری با اضطراب بین مطالعه ما و سایر مطالعات وجود داشت(کویجپرس و همکاران، ۲۰۰۵ و روزلینی و بران، ۲۰۱۱). بهرحال گذشته از اهمیت تفاوت­های فرهنگی در بروز این تفاوت­ها در نمونه بالینی ایرانی می توان گفت که این دو عامل شخصیت ممکن است به طریق مختلفی با اختلال های عاطفی مرتبط باشد:  اول این عامل­ها می تواند سبب اختلال باشند(روان آزرده­گرایی بالا موجب تجربه بیشتر عاطف منفی و گرایش زیاد به تهدید آمیز بودن جهان و برون­گرایی پایین باعث محدویت فعالیت و از دست دادن کارکردها)، دوم این صفات می تواند بر سیر و درمان اختلال عاطفی تأثیر داشته باشد(افزایش شدت و مدت زمان نشانه­ها اختلال افسردگی و اضطرابی)، و در نهایت این که این صفات می توانند پیامد اختلال باشد و یا اینکه اختلال های عاطفی با این صفات، به عنوان شکل ضعیف شده اختلال­های عاطفی، می تواند در یک پیوستار باشد(آکیسکال[۵۴] و همکاران، ۱۹۸۳؛ کویجپرس و همکاران، ۲۰۰۵). بر این اساس به طور کلی می توان گفت که عامل روان­آزرده گرایی زمینه را برای تجربه هیجان­های منفی مهیا کرده و از طرف دیگر موجب عدم صلاحیت و محدود کردن فعالیت شده، که به دنبال آن باعث درون­گرایی می­شود. و همچنین این الگوی صفات شخصیت باعث افزایش علایم اختلال افسردگی می­شود.

در نهایت این مطالعه توانست به این چالش پاسخ بدهد که آیا می توان با ۱۰ سوال رگه­های شخصیت را در افراد وارسی نمود. و گر چه در پاره­ای از موارد ضرائب همسانی و نیز همبستگی­ها متوسط بود اما تحقیق کنونی آغازی است برای وارسی­های دقیق­تر در مورد ابزارهای فرم کوتاه شخصیت. بدون شک تحقیق در گستره بالینی و غیر بالینی نیازمند وجود این فرم­های کوتاه می باشد و  در جایی که محقق ناگزیر به بررسی متغیرهای مختلف می باشد استفاده از این فرم های کوتاه می ­تواند نگرانی­های مرتبط با زیاد بودن سوالات و در نتیجه کاهش اعتبار نتایج را بکاهد و منجر به تحقیقاتی معتبر و پایا شود. گرچه این آغاز راه دراین مسیر است و نیازمند تحقیقات و یافته های بعدی می باشد تا جای خود را به عنوان یک ابزار در وارسی شخصیت و عوامل آن در فرهنگ ایرانی تحکیم نماید.

 

 

 

 

 

 

 

محدودیت­های پژوهش

پژوهش حاضر دارای محدودیت­هایی بوده که در زیر به اختصار به آن اشاره می شود.

  • نمونه گیری پژوهش حاضر، تنها در گستره­ی دانشجویی آن هم دانشگاه شاهد، متمرکز بوده است، این امر تعمیم نتایج پژوهش را با محدودیت مواجه می کند.
  • در پژوهش حاضر برای مقایسه عامل ها از آزمون نئو بلند استفاده نشده است. با توجه به این مسئله مقایسه جنبه­ها خاص­تر با عامل ها مد نظر قرار نگرفته است.
  • از آنجا که ما در نشانه­ های بیمار شناختی در نمونه بالینی از مقیاس DASS استفاده کردیم ممکن است این مقیاس برای بیماران مبتلا به وسواس که اکثر بیماران اضطرابی را شامل می شود نتوانسته باشد به خوبی نشانه­ های اضطراب را در این گروه از بیماران مشخص کند.
  • کم بودن تعداد و تنوع تشخیصی نمونه بالینی.

 

 

 

پیشنهادهای پژوهشی

پیشنهاد های پژوهشی

با توجه به یافته ها و همچنین محدودیتهای موجود در پژوهش پیشنهادات زیر ارائه می گردد:

  • انجام پژوهش هایی مشابه در سطحی گسترده­تر با توجه به گسترش نمونه­های دانشجویی در دانشگاه­های مختلف.
  • انجام پژوهش هایی مشابه و استفاده آزمون نئو بلند برای مقایسه عامل ها و جنبه­ها خاص­تر آن.
  • انجام پژوهش مشابه در گروه­هایی با تنوع تشخیصی و بالینی.
  • گسترش نمونه بالینی و وارسی اعتبار و پایایی پرسشنامه TIPI در این گروه از نمونه.

 

 

پیشنهاد کاربردی

علی رغم این محدودیت ها و لزوم اصلاح بیشتر، نتایج این مطالعه از قابلیت TIPI ، به عنوان ابزار موثر برای اندازه گیری پنج عامل بزرگ، حمایت می کند. ما همراه با سایر مولفان، جایگزینی  TIPI را در همه نوع مطالعات به جای مقیاس­های سنتی غیر معمول می دانیم. مقیاس های کوتاه وقتی که تمرکز اصلی بر شخصیت است یا وقتی جنبه های خاص از شخصیت مورد بررسی است و هنگامی که وقت و منابع  برای اجرای مقیاس­ها بزرگ قابل دسترس است، الویت نداشته و غیر قابل ضمانت است. با این وجود، ایجاد مقیاس­های کوتاه جدید و مناسب می تواند به جامعه علمی بررسی صفات در حوزه های گوناگون پژوهش روانشناسی  کمک کند و حیطه ی دانش بین فردی را توسعه دهد. خلاصه، محققان باید علیه استفاده بی رویه ی مقیاسهای کوتاه تر برحذر باشند و به اصلاح این مقیاس ها ادامه دهند. با وجود این، جای که اختصار یک الویت است، مقیاس های کوتاه مزیت های قابل ملاحضه­ای دارند.

 

 

 

 

 

فهرست منابع

الف) منابع فارسی

آناستازی، آن.(۱۳۷۹). روان آزمایی. ترجمه محمد نقی براهنی. تهران. دانشگاه تهران. موسسه انتشارات و چاپ.

آلن. اُ، راس.(۱۳۷۳). روانشناسی شخصیت(نظریه و فرآیند­ها). تهران، موسسه انتشارات بعثت.

انیسی،جعفر؛ مجدیان، محمد؛ جوشن لو، محسن، گوهری کامل،زهرا.(۱۳۹۰). بررسی اعتبار و روایی فرم کوتاه پرسشنامه پنج عاملی نئو در دانشجویان.مجله علوم رفتاری.دوری ۵. شماره ۴، ۳۵۱-۳۵۵

اصغری مقدم، محمد علی؛ حکیمی راد، الهام و رضازاده، طاهره.(۱۳۸۷). اعتباریابی مقدماتی نسخه تجدید نطر شده پرسشنامه حالت و صفت بیان خشم در جمعیت دانشجویی.مجله دانشور رفتار، سال پانزدهم، شماره ۲۸، ۲۱-۳۵.

اصغری مقدم، محمد علی؛ مقدسین، مریم و دیباج نیا، پروین. (۱۳۹۰). بررسی پایایی و اعتبار ملاک نسخه فارسی پرسش نامه حالت-صفت بیان خشم در یک جمعیت بالینی.مجله دانشور رفتار، سال سوم شماره ۵، ۷۵-۹۶.

بخشی پور، عباس و باقریان خسرو شاهی، صنم. (۱۳۸۵). ویژگی های روانسنجی پرسشنامه تجدید نظر شده شخصیت  آیزنگ- فرم کوتاه (EPQ-RS).روان شناسی معاصر،۱(۲)،۳-۱۲.

بخشی پور، عباس؛ دژکام، محمود(۱۳۸۴).تحلیل عاملی مقیاس عاطفه مثبت ومنفی. مجله روانشناسی، سال نهم، شماره ۴، ۳۶، ۳۵۱-۳۶۵.

بشارت، محمد علی؛ کوچی، صدیقه؛ دهقانی، محسن؛ فراهانی، حجت اله و مؤمن زاده، سیروس.(۱۳۹۰). بررسی نقش         تعدیل­کننده عاطفه مثبت و منفی بر رابطه بین ناگویی هیجانی و شدت درد در بیماران مبتلا به درد مزمن.مجله دانشور رفتار، سال نوزدهم، شماره ۷، ۱۰۳-۱۱۳.

پروین، لارنس ای.(۱۳۷۴). روانشناسی شخصیت، ترجمه محمد جعفر جوادی و پروین کدیور، جلد اول، تهران، مؤ سسه خدمات فرهنگی رسا.

پورافکاری، نصرت اله(۱۳۷۳). فرهنگ جامع روانشناسی و روانپزشکی، جلد دوم، تهران، چاپ فرهنگ معاصر.

جوشن لو، محسن؛ دائمی، فاطمه؛ بخشی، علی؛ ناظمی،سپا؛ غفاری،زهرا.(۱۳۸۹). ساختار عاملی نسخه تجدید نظر شده فارسی پرسشنامه شخصیتی نئو در ایران. مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران.سال شانزدهم. شماره ۳، پاییز۱۳۸۹، ۲۲۰-۲۳۰.

چلبیا نلو، غلامرضا؛ گروسی فرشی، میر تقی.(۱۳۸۹).رابطه آزمون شخصیت پنج عاملی  NEO-PI-Rبا  آزمون SCL-90-R  : نگاهی به قابلیت آزمون نئو در ارزیابی سلامت روانی. مجله علوم رفتاری.دوره ۴، شماره ۱، ۵۸-۵۱

حق شناس، حسن.(۱۳۷۸). هنجاریابی آزمون نئو، فرم تجدید نظر شده.فصل نامه اندیشه و رفتار،شماره ۱۶، ۴۷-۳۸.

دائمی، فاطمه؛ بخشی، علی؛ جوشن لو، محسن(۱۳۹۲). آیا می توان از NEO-FFIبرای سنجش پنج عامل اصلی شخصیت در ایران بهره برد. مجله دانشور رفتار. سال بیستم.شماره ۹، ۹۵-۱۰۶.

روشن چسلی، رسول؛ شعیری، محمد رضا؛ عطری فرد، مهدیه؛ نیکخواه، اکبر؛ قائم مقامی، بهاره و رحیمی راد، اکرم.(۱۳۸۵).

بررسی ویژگی های روان سنجی پرسشنامه شخصیتی ۵ عاملی نئو(NEO-FFI). مجله دانشور رفتار، سال سیزدهم،شماره ۱۶، ۳۷-۲۷.

سیاسی، علی­اکبر(۱۳۸۸). نظریه­ های شخصیت یا مکاتب روانشاسی، تهران، موسسه چاپ و انتشارات دانشگاه تهران.

شاملو، سعید(۱۳۷۷)، مکتب­ها و نظریه­ها در روانشناسی شخصیت،انتشارات رشد.

شولتز، دوان؛ الن شولتز، الن(۱۳۷۸). ترجمه یحیی سید محمدی.نشر هما، چاپ دوم، چاپخانه جدیت.

سلطانی زاده، محمد؛ ملک پور، مختار و  نشاط دوست، حمید طاهر.(۱۳۸۹). رابطه بین عاطفه ی مثبت و منفی با رضایت از زندگی دانشجویان دانشگاه اصفهان.مجله دانشور رفتار، سال نوزدهم، شماره ۷، ۵۳-۶۴.

شعیری، محمد رضا؛ عطری فرد،مهدیه و شمشادی، آزیتا.(۱۳۸۶). ساخت عاملی مقیاس درجه بندی حرمت خود(SERS).

صاحبی، علی؛ اصغرث، جواد؛ سادات سالاری، راضیه.(۱۳۸۴). اعتباریابی مقیاس افسردگی اضطراب تنیدگی برای جمعیت ایرانی.فصل نامه روانشناسی تحولی. سال اول، شماره ۴.

عبادی، غلامحسین؛ دلاور، علی؛ نجاریان، بهمن(۱۳۸۴). هنجاریابی پرسشنامه ۱۶ عاملی شخصیت کتل فرم E

در شهر اهواز. دانش و پزوهش در روانشناسی، دانشگاه آزاد اسلامی واحد خوراسگان(اصفهان). شماره ۲۶،         صص ۳۶-۱۷

فیست، جس و فیست، گریگوری جی.(۱۳۸۹). نظریه های شخصیت. ترجمه یحیی سیدمحمدی. تهران. نشر روان.

کریمی، یوسف(۱۳۸۰). روانشناسی شخصیت، تهران، موسسه نشر ویرایش.

کلاین، پل (۱۳۸۱). راهنمای آسان تحلیل عاملی، ترجمه صدرالسادات، جلال و مینایی،اصغر، چاپ اول تهران، انتشارت سمت.

گروسی فرشی، میر تقی(۱۳۸۰). رویکرد نوین در ارزیابی شخصیت(کاربرد تحلیل عاملی در مطالعات شخصیت). تبریز: نشر جامعه پژوه.

گروسی فرشی، میر تقی(۱۳۷۷). هنجایابی آزمون جدید شخصیتی نئو و بررسی تحلیلی ویژگی ها و ساختار عاملی آن بین دانشجویان دانشگاههای ایران. پایان نامه دوره دکتری روانشناسی. دانشگاه تربیت مدرس، دانشگده علوم انسانی.

مای­لی. پ، ربرتو(۱۳۸۷). ساخت، پدیدآیی و تحول شخصیت. ترجمه محمود منصور، تهران، موسسه انتشارت دانشگاه تهران.

 

مظفری، شهناز؛ هادیان فرد، حبیب.(۱۳۸۲). روانشناسی مثبت- احساس شادمانی ذهنی.فصلنامه تازه های روان درمانی، سال نهم، شماره۳۱-۳۲، ۷۸ تا۱۰۰.

مظفری، شهناز.(۱۳۸۲). همبسته های شخصیتی شادمانی ذهنی بر اساس الگوی پنج عاملی در بین دانشجویان دانشگاه شیراز. پایان نامه کارشناسی ارشد. دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی.

ملیانی، مهدیه؛ طاولی آزاده؛ خدابخش، روشنک؛ بختیاری، مریم(۱۳۸۸). مقایسه نتایج آزمون ۱۶ عاملی کتل در مورد داوطلبین آزاد و متقاضیان استخدام. فصلنامه تازه­های روانشناسی صنعتی سازمانی، سال نخست، شماره ۱ زمستان ۱۳۸۸، ۴۵-۳۹

نیلفروشان، پریسا؛ احمدی، سیداحمد؛ فاتحی زاده،مریم؛ عابدی،محمد رضا؛ قاسمی، وحید.(۱۳۹۰).بررسی ساختار سلسله مراتبی شخصیت با بهره گرفتن از پرسشنامه پنج عاملی نئو. مطالعات روانشناختی دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی دانشگاه الزهراه. دوره ۷. شماره۴.

نصرت آبادی, م., جوشن لو, م., و جعفری کندوان, غ. (۱۳۸۵) . بررسی پایانی و روایی پرسش نامه پنج عامل اصلی شخصیت  در دانشجویان. روانشناسی تربیتی(۵), ۱۲۳-۱۴۸.

ابوالقاسم، فرحناز.(۱۳۸۲).هنجار یابی عاطفه مثبت و منفی و اعتبار یابی هم زمان آن با مقیاس سلامت ذهن و سر زندگی در دانشجویان دانشگاه اصفهان. پایان نامه ی کارشناسی ارشد .اصفهان؛ دانشگاه اصفهان.

 

 

 

 

ب-۱) منابع اصلی

 

Akiskal, H. S., Hirschfeld, R. M., & Yerevanian, B. I. (1983). The relationship of personality to affective disorders: a critical review. Archives of general psychiatry, 40(7), 801-810.

Asendorpf, J. B., & Wilpers, S. (1998). Personality effects on social relationships. Journal of personality and social psychology, 74(6), 1531.

Avia, M., Sanz, J., Sánchez-Bernardos, M., Martínez-Arias, M., Silva, F., & Graña, J. (1995). The five-factor model—II. Relations of the NEO-PI with other personality variables. Personality and Individual Differences, 19(1), 81-97.

Bagby, R. M., Joffe, R. T., Parker, J. D., Kalemba, V., & Harkness, K. L. (1995). Major depression and the five-factor model of personality. Journal of Personality Disorders, 9(3), 224-234.

Barrett, L. F., & Pietromonaco, P. R. (1997). Accuracy of the five-factor model in predicting perceptions of daily social interactions. Personality and social psychology bulletin, 23(11), 1173-1187.

Barrick, M. R., & Mount, M. K. (1991). The big five personality dimensions and job performance: a meta‐analysis. Personnel psychology, 44(1), 1-26.

Barrick, M. R., & Mount, M. K. (1996). Effects of impression management and self-deception on the predictive validity of personality constructs. Journal of applied Psychology, 81(3), 261.

Barry, B., & Stewart, G. L. (1997). Composition, process, and performance in self-managed groups: the role of personality. Journal of applied Psychology, 82(1), 62.

Baumgarten, F. (1937). Die Charaktereigenschaften. The Journal of Nervous and Mental Disease, 86(1), 113.

Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G., & Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical anxiety: psychometric properties. Journal of consulting and clinical psychology, 56(6), 893.

Bentler, P. M. (1990). Comparative fit indexes in structural models. Psychological Bulletin, 107(2), 238.

Bienvenu, O. J., Brown, C., Samuels, J. F., Liang, K.-Y., Costa, P. T., Eaton, W. W., & Nestadt, G. (2001). Normal personality traits and comorbidity among phobic, panic and major depressive disorders. Psychiatry research, 102(1), 73-85.

Blais, A.-R., & Weber, E. U. (2006). A domain-specific risk-taking (DOSPERT) scale for adult populations. Judgment and Decision Making, 1(1), 33-47.

Blatt, S. J., Quinlan, D. M., Pilkonis, P. A., & Shea, M. T. (1995). Impact of perfectionism and need for approval on the brief treatment of depression: the National Institute of Mental Health Treatment of Depression Collaborative Research Program revisited. Journal of consulting and clinical psychology, 63(1), 125.

Borgatta, E. F. (1964). The structure of personality characteristics. Behavioral Science, 9(1), 8-17.

Borkenau, P., & Ostendorf, F. (1990). Comparing exploratory and confirmatory factor analysis: A study on the 5-factor model of personality. Personality and Individual Differences, 11(5), 515-524.

Bouchard, G., Lussier, Y., & Sabourin, S. (1999). Personality and marital adjustment: Utility of the five-factor model of personality. Journal of Marriage and the Family, 651-660.

Browne, M. W., Cudeck, R., & Bollen, K. A. (1993). Alternative ways of assessing model fit. Sage Focus Editions, 154, 136-136.

Bullock, W. A., & Gilliland, K. (1993). Eysenck’s arousal theory of introversion€ xtraversion: A converging measures investigation. Journal of personality and social psychology, 64(1), 113.

Burisch, M. (1984). You don’t always get what you pay for: Measuring depression with short and simple versus long and sophisticated scales. Journal of research in Personality, 18(1), 81-98.

Buss, D. M. (1991). Conflict in married couples: Personality predictors of anger and upset. Journal of Personality, 59(4), 663-688.

Buss, D. M., & Shackelford, T. K. (1997). Susceptibility to infidelity in the first year of marriage. Journal of research in Personality, 31(2), 193-221.

Caprara, G. V., Barbaranelli, C., Borgogni, L., & Perugini, M. (1993). The “Big Five Questionnaire”: A new questionnaire to assess the five factor model. Personality and Individual Differences, 15(3), 281-288.

Cattell, H. E., & Mead, A. D. (2008). The sixteen personality factor questionnaire (16PF). The SAGE handbook of personality theory and assessment, 2, 135-178.

Cattell, H. E., & Schuerger, J. M. (2003). Essentials of 16PF assessment (Vol. 45): John Wiley & Sons.

Cattell, R. B., Eber, H. W., & Tatsuoka, M. M. (1970). Handbook for the 16PF. Champaign, IL: Institute for Personality and Ability Testing.

Cheng, H., & Furnham, A. (2003). Personality, self-esteem, and demographic predictions of happiness and depression. Personality and Individual Differences, 34(6), 921-942.

Claridge, G., & Davis, C. (2001). What’s the use of neuroticism? Personality and Individual Differences, 31(3), 383-400.

Cloninger, S. (2003). Theories of Personality: Understanding Persons (Vol. 45): Pearson Prentice HaiL.

Corulla, W. J. (1987). A psychometric investigation of the Eysenck Personality Questionnaire (Revised) and its relationship to the I. 7 Impulsiveness Questionnaire. Personality and Individual Differences, 8(5), 651-658.

Costa Jr, P. T., & McCrae, R. R. (1992b). Reply to Eysenck. Personality and Individual Differences, 13(8), 861-865.

Costa Jr, P. T., McCrae, R. R., & Dye, D. A. (1991). Facet scales for agreeableness and conscientiousness: a revision of tshe NEO personality inventory. Personality and Individual Differences, 12(9), 887-898.

Costa, P. T., & McCrae, R. R. (1992a). Four ways five factors are basic. Personality and Individual Differences, 13(6), 653-665.

Costa, P. T., & McCrae, R. R. (1995). Primary traits of Eysenck’s PEN system: three-and five-factor solutions. Journal of personality and social psychology, 69(2), 308.

Costa, P. T., & McRae, R. R. (1985). NEO Personality Inventory–Form R.

Cuijpers, P., van Straten, A., & Donker, M. (2005). Personality traits of patients with mood and anxiety disorders. Psychiatry research, 133(2), 229-237.

David, J. P., Green, P. J., Martin, R., & Suls, J. (1997). Differential roles of neuroticism, extraversion, and event desirability for mood in daily life: an integrative model of top-down and bottom-up influences. Journal of personality and social psychology, 73(1), 149.

DeNeve, K. M., & Cooper, H. (1998). The happy personality: a meta-analysis of 137 personality traits and subjective well-being. Psychological Bulletin, 124(2), 197.

Denissen, J. J., Geenen, R., Van Aken, M. A., Gosling, S. D., & Potter, J. (2008). Development and validation of a Dutch translation of the Big Five Inventory (BFI). Journal of personality assessment, 90(2), 152-157.

Diener, E. (2000). Subjective well-being: The science of happiness and a proposal for a national index. American psychologist, 55(1), 34.

Digman, J. M. (1990). Personality structure: Emergence of the five-factor model. Annual review of psychology, 41(1), 417-440.

Digman, J. M., & Takemoto-Chock, N. K. (1981). Factors in the natural language of personality: Re-analysis, comparison, and interpretation of six major studies. Multivariate behavioral research, 16(2), 149-170.

Dollinger, S. J., Leong, F. T., & Ulicni, S. K. (1996). On traits and values: With special reference to openness to experience. Journal of research in Personality, 30(1), 23-41.

Draycott, S. G., & Kline, P. (1995). The Big Three or the Big Five—the EPQ-R vs the NEO-PI: a research note, replication and elaboration. Personality and Individual Differences, 18(6), 801-804.

Dyce, J. A. (1997). The big five factors of personality and their relationship to personality disorders. Journal of clinical psychology, 53(6), 587-593.

Egan, V., Deary, I., & Austin, E. (2000). The NEO-FFI: Emerging British norms and an item-level analysis suggest N, A and C are more reliable than O and E. Personality and Individual Differences, 29(5), 907-920.

Ehrhart, M. G., Ehrhart, K. H., Roesch, S. C., Chung-Herrera, B. G., Nadler, K., & Bradshaw, K. (2009). Testing the latent factor structure and construct validity of the Ten-Item Personality Inventory. Personality and Individual Differences, 47(8), 900-905.

Erol, R. Y., & Orth, U. (2011). Self-esteem development from age 14 to 30 years: a longitudinal study. J Pers Soc Psychol, 101(3), 607-619. doi: 10.1037/a0024299

Erol, R. Y., & Orth, U. (2011). Self-esteem development from age 14 to 30 years: a longitudinal study. Journal of personality and social psychology, 101(3), 607.

Eysenck, H. J. (1990). Genetic and environmental contributions to individual differences: The three major dimensions of personality. Journal of Personality, 58(1), 245-261.

Eysenck, H. J., & Gudjonsson, G. H. (1989). The causes and cures of criminality: Springer.

Eysenck, S. B., Eysenck, H. J., & Barrett, P. (1985). A revised version of the psychoticism scale. Personality and Individual Differences, 6(1), 21-29.

Fiske, D. W. (1949). Consistency of the factorial structures of personality ratings from different sources. The Journal of Abnormal and Social Psychology, 44(3), 329.

Fleeson, W. (2007). Situation‐based contingencies underlying trait‐content manifestation in behavior. Journal of Personality, 75(4), 825-862.

Francis, L. J., Brown, L. B., & Philipchalk, R. (1992). The development of an abbreviated form of the Revised Eysenck Personality Questionnaire (EPQR-A): Its use among students in England, Canada, the USA and Australia. Personality and Individual Differences, 13(4), 443-449.

Fydrich, T., Dowdall, D., & Chambless, D. L. (1992). Reliability and validity of the Beck Anxiety Inventory. Journal of Anxiety Disorders, 6(1), 55-61.

Goldberg, L. R. (1992). The development of markers for the Big-Five factor structure. Psychological assessment, 4(1), 26.

Goldberg, L. R. (1999). A broad-bandwidth, public domain, personality inventory measuring the lower-level facets of several five-factor models. Personality psychology in Europe, 7, 7-28.

Goldberg, L. R., Johnson, J. A., Eber, H. W., Hogan, R., Ashton, M. C., Cloninger, C. R., & Gough, H. G. (2006). The international personality item pool and the future of public-domain personality measures. Journal of research in Personality, 40(1), 84-96.

Gosling, S. D., Rentfrow, P. J., & Swann Jr, W. B. (2003). A very brief measure of the Big-Five personality domains. Journal of research in Personality, 37(6), 504-528.

Graziano, W. G., Jensen-Campbell, L. A., & Hair, E. C. (1996). Perceiving interpersonal conflict and reacting to it: the case for agreeableness. Journal of personality and social psychology, 70(4), 820.

Greenberger, E., Chen, C., Dmitrieva, J., & Farruggia, S. P. (2003). Item-wording and the dimensionality of the Rosenberg Self-Esteem Scale: do they matter? Personality and Individual Differences, 35(6), 1241-1254.

Hayes, N., & Joseph, S. (2003). Big 5 correlates of three measures of subjective well-being. Personality and Individual Differences, 34(4), 723-727.

Henry, J. D., & Crawford, J. R. (2005). The short‐form version of the Depression Anxiety Stress Scales (DASS‐۲۱): Construct validity and normative data in a large non‐clinical sample. British Journal of Clinical Psychology, 44(2), 227-239.

Hills, P., & Argyle, M. (2001). Emotional stability as a major dimension of happiness. Personality and Individual Differences, 31(8), 1357-1364.

Hofmans, J., Kuppens, P., & Allik, J. (2008). Is short in length short in content? An examination of the domain representation of the Ten Item Personality Inventory scales in Dutch language. Personality and Individual Differences, 45(8), 750-755. doi: 10.1016/j.paid.2008.08.004

Hu, L. t., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55.

Jensen-Campbell, L. A., Knack, J. M., Waldrip, A. M., & Campbell, S. D. (2007). Do Big Five personality traits associated with self-control influence the regulation of anger and aggression? Journal of research in Personality, 41(2

John, O. P., Angleitner, A., & Ostendorf, F. (1988). The lexical approach to personality: A historical review of trait taxonomic research. European journal of Personality, 2(3), 171-203.

John, O. P., & Srivastava, S. (1999). The Big Five trait taxonomy: History, measurement, and theoretical perspectives. Handbook of personality: Theory and research, 2(1999), 102-138.

John, P. (1990). The “Big Five” factor taxonomy: Dimensions of personality in the natural language and in questionnaires. In Pervin, L. (Ed.), Handbook of personality theory and research. New York: Guilford.

Jonason, P. K., Teicher, E. A., & Schmitt, D. P. (2011). The TIPI’s validity confirmed: Associations with sociosexuality and self-esteem. Individual Differences Research, 9(1), 52-60.

Judge, T. A., Higgins, C. A., Thoresen, C. J., & Barrick, M. R. (1999). The big five personality traits, general mental ability, and career success across the life span. Personnel psychology, 52(3), 621-652.

Judge, T. A., Martocchio, J. J., & Thoresen, C. J. (1997). Five-factor model of personality and employee absence. Journal of applied Psychology, 82(5), 745.

KARANCI, A. N., Dirik, G., & Yorulmaz, O. (2007). Reliability and Validity Studies of Turkish Translaon of Eysenck Personality Quesonnaire Revised-Abbreviated.

Karney, B. R., & Bradbury, T. N. (1995). The longitudinal course of marital quality and stability: A review of theory, methods, and research. Psychological Bulletin, 118(1), 3.

Katigbak, M. S., Church, A. T., & Akamine, T. X. (1996). Cross-cultural generalizability of personality dimensions: Relating indigenous and imported dimensions in two cultures. Journal of personality and social psychology, 70(1), 99.

Keller, T. (2000). Images of the familiar: Individual differences and implicit leadership theories. The Leadership Quarterly, 10(4), 589-607.

Kerr, M., Lambert, W. W., & Bem, D. J. (1996). Life course sequelae of childhood shyness in Sweden: Comparison with the United States. Developmental Psychology, 32(6), 1100.

King, L. A., Walker, L. M., & Broyles, S. J. (1996). Creativity and the five-factor model. Journal of research in Personality, 30(2), 189-203.

Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling: Guilford press.

Kurdek, L. A. (1997). The link between facets of neuroticism and dimensions of relationship commitment: Evidence from gay, lesbian, and heterosexual couples. Journal of Family Psychology, 11(4), 503.

Kwan, V. S., Bond, M. H., & Singelis, T. M. (1997). Pancultural explanations for life satisfaction: adding relationship harmony to self-esteem. Journal of personality and social psychology, 73(5), 1038.

Larsen, R. J., & Ketelaar, T. (1991). Personality and susceptibility to positive and negative emotional states. Journal of personality and social psychology, 61(1), 132.

Lecomte, T., Corbière, M., & Laisné, F. (2006). Investigating self-esteem in individuals with schizophrenia: relevance of the Self-Esteem Rating Scale-Short Form. Psychiatry research, 143(1), 99-108.

Lozano, B. E., & Johnson, S. L. (2001). Can personality traits predict increases in manic and depressive symptoms? Journal of affective disorders, 63(1), 103-111.

Manga, D., Ramos, F., & Morán, C. (2004). The Spanish norms of the NEO Five-Factor Inventory: New data and analyses for its improvement. International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 4(3), 639-648.

McCrae, R. R. (1990). Traits and trait names: How well is Openness represented in natural languages? European journal of Personality, 4(2), 119-129.

McCrae, R. R. (2001). Trait psychology and culture: Exploring intercultural comparisons. Journal of Personality, 69(6), 819-846.

McCrae, R. R., & Costa Jr, P. T. (1985). Comparison of EPI and psychoticism scales with measures of the five-factor model of personality. Personality and Individual Differences, 6(5), 587-597.

McCrae, R. R., & Costa Jr, P. T. (1997). Personality trait structure as a human universal. American psychologist, 52(5), 509.

McCrae, R. R., & Costa Jr, P. T. (2003). Personality in adulthood: A five-factor theory perspective: Guilford Press.

McCrae, R. R., & Costa, P. T. (1987). Validation of the five-factor model of personality across instruments and observers. Journal of personality and social psychology, 52(1), 81.

McCrae, R. R., & Costa, P. T. (1988). Age, personality, and the spontaneous self-concept. Journal of Gerontology, 43(6), S177-S185.

McCrae, R. R., & John, O. P. (1992). An introduction to the five‐factor model and its applications. Journal of Personality, 60(2), 175-215.

Mooradian, T. A., & Nezlek, J. B. (1996). Comparing the NEO-FFI and Saucier’s Mini-Markers as measures of the Big Five. Personality and Individual Differences, 21(2), 213-215.

Muck, P. M., Hell, B., & Gosling, S. D. (2007). Construct validation of a short five-factor model instrument: A self-peer study on the German adaptation of the Ten-Item Personality Inventory (TIPI-G). European Journal of Psychological Assessment, 23(3), 166.

Mulaik, S. A., James, L. R., Van Alstine, J., Bennett, N., Lind, S., & Stilwell, C. D. (1989). Evaluation of goodness-of-fit indices for structural equation models. Psychological Bulletin, 105(3), 430.

Norman, W. T. (1967). 2800 PERSONALITY TRAIT DESCRIPTORS–NORMATIVE OPERATING CHARACTERISTICS FOR A UNIVERSITY POPULATION.

Nugent, W. R., & Thomas, J. W. (1993). Validation of a clinical measure of self-esteem. Research on Social Work Practice, 3(2), 191-207.

Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (Vol. 226): McGraw-Hill New York.

Panayiotou, G., Kokkinos, C. M., & Spanoudis, G. (2004). Searching for the “Big Five” in a Greek context: The NEO-FFI under the microscope. Personality and Individual Differences, 36(8), 1841-1854.

Paulhus, D. L., & Bruce, M. N. (1992). The effect of acquaintanceship on the validity of personality impressions: A longitudinal study. Journal of personality and social psychology, 63(5), 816.

Pavot, W., & Diener, E. (1993). Review of the satisfaction with life scale. Psychological assessment, 5(2), 164.

Petersen, T., Bottonari, K., Alpert, J. E., Fava, M., & Nierenberg, A. A. (2001). Use of the five-factory inventory in characterizing patients with major depressive disorder. Comprehensive psychiatry, 42(6), 488-493.

Pulver, A., Allik, J., Pulkkinen, L., & Hämäläinen, M. (1995). A Big Five personality inventory in two non‐Indo‐European languages. European journal of Personality, 9(2), 109-124.

Robins, R. W., Tracy, J. L., Trzesniewski, K., Potter, J., & Gosling, S. D. (2001). Personality Correlates of Self-Esteem. Journal of research in Personality, 35(4), 463-482. doi: 10.1006/jrpe.2001.

Romero, E., Villar, P., Gómez-Fraguela, J. A., & López-Romero, L. (2013). Measuring personality traits with ultra-short scales: A study of the Ten Item Personality Inventory (TIPI) in a Spanish sample. Personality and Individual Differences, 53(3), 289-293. doi: 10.1016/j.paid.2012.03.035

Rosellini, A. J., & Brown, T. A. (2011). The NEO Five-Factor Inventory: latent structure and relationships with dimensions of anxiety and depressive disorders in a large clinical sample. Assessment, 18(1), 27-38.

Rotter, J. B. (1966). Generalized expectancies for internal versus external control of reinforcement. Psychological monographs: General and applied, 80(1), 1.

Rottman, B., Ahn, W.-k., Sanislow, C., & Kim, N. (2009). Can clinicians recognize DSM-IV personality disorders from five-factor model descriptions of patient cases? American Journal of Psychiatry, 166(4), 427-433.

Saucier, G. (1994). Mini-markers: A brief version of Goldberg’s unipolar Big-Five markers. Journal of personality assessment, 63(3), 506-516.

Schmitz, N., Hartkamp, N., Baldini, C., Rollnik, J., & Tress, W. (2001). Psychometric properties of the German version of the NEO-FFI in psychosomatic outpatients. Personality and Individual Differences, 31(5), 713-722.

Sharpe, J., & Desai, S. (2001). The revised Neo Personality Inventory and the MMPI-2 Psychopathology Five in the prediction of aggression. Personality and Individual Differences, 31(4), 505-518.

Shah, R., & Goldstein, S. M. (2006). Use of structural equation modeling in operations management research: Looking back and forward. Journal of Operations Management, 24(2), 148-169.

Smith, G. M. (1968). Usefulness of peer ratings of personality in educational research.

Socha, A., Cooper, C. A., & McCord, D. M. (2010). Confirmatory factor analysis of the M5-50: an implementation of the International Personality Item Pool item set. Psychological assessment, 22(1), 43.

Somer, O., & Goldberg, L. R. (1999). The structure of Turkish trait-descriptive adjectives. Journal of personality and social psychology, 76(3), 431.

Staudinger, U. M., Fleeson, W., & Baltes, P. B. (1999). Predictors of subjective physical health and global well-being: Similarities and differences between the United States and Germany. Journal of personality and social psychology, 76(2), 305.

Steel, P., Schmidt, J., & Shultz, J. (2008). Refining the relationship between personality and subjective well-being. Psychological Bulletin, 134(1), 138.

Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics.

Thompson, E. R. (2008). Development and validation of an international English big-five mini-markers. Personality and Individual Differences, 45(6), 542-548.

Torrubia, R., & Muntaner, C. (1987). Relationships between psychoticism and a number of personality measures: A comparison between the original and revised versions of the psychoticism scale. Personality and Individual Differences, 8(2), 261-263.

Trull, T. J., & Sher, K. J. (1994). Relationship between the five-factor model of personality and Axis I disorders in a nonclinical sample. Journal of Abnormal Psychology, 103(2), 350.

Tupes, E. C., & Christal, R. E. (1961). Recurrent personality factors based on trait ratings. Journal of Personality, 60(2), 225-251.

Veselska, Z., Geckova, A. M., Gajdosova, B., Orosova, O., van Dijk, J. P., & Reijneveld, S. A. (2010). Socio-economic differences in self-esteem of adolescents influenced by personality, mental health and social support. The European Journal of Public Health, 20(6), 647-652.

Veselska, Z., Madarasova Geckova, A., Gajdosova, B., Orosova, O., van Dijk, J. P., & Reijneveld, S. A. (2010). Socio-economic differences in self-esteem of adolescents influenced by personality, mental health and social support. Eur J Public Health, 20(6), 647-652. doi: 10.1093/eurpub/ckp210

Watson, D., & Clark, L. A. (1999). The PANAS-X: Manual for the positive and negative affect schedule-expanded form.

Watson, D., Clark, L. A., & Carey, G. (1988). Positive and negative affectivity and their relation to anxiety and depressive disorders. Journal of Abnormal Psychology, 97(3), 346.

Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: the PANAS scales. Journal of personality and social psychology, 54(6), 1063.

Wiggins, J. S. (1968). Personality structure. Annual review of psychology, 19(1), 293-350.

Woods, S. A., & Hampson, S. E. (2005). Measuring the Big Five with single items using a bipolar response scale. European journal of Personality, 19(5), 373-390. doi: 10.1002/per.542

Wright, T. M., & Reise, S. P. (1997). Personality and unrestricted sexual behavior: Correlations of sociosexuality in Caucasian and Asian college students. Journal of research in Personality, 31(2), 166-192.

ب-۲) منابع مورد اشاره در متن

 

Antony, M. M., Bieling, P. J., Cox, B. J., Enns, M. W., & Swinson, R. P. (1998). Psychometric properties of the 42-item and 21-item versions of the Depression Anxiety Stress Scales in clinical groups and a community sample. Psychological assessment, 10.

Beck, A., Steer, R., Brown, G., & Beck Depression Inventory—II, M. (1996). San Antonio. TX: The Psychological Corporation.

Bishop, D. (1977). The P scale and psychosis. Journal of Abnormal Psychology, 86(2), 127.

Block, J. (1977). P scale and psychosis: Continued concerns.

Brand, C. (1984). Personality dimensions: An overview of modern trait psychology. Psychology survey, 5, 175-209.

Cattell, R. B., Cattell, M. D., & Johns, E. F. (1984). Manual and Norms for the High School Personality Questionnaire: The HSPQ, for Ages 12 Through 18 Years: Institute for Personality and Ability Testing.

Cattell, R. B., & Kline, P. E. (1977). The scientific analysis of personality and motivation: Academic Press.

Chen, M., & Piedmont, R. (1999). Development and validation of the NEO-PI-R for a Taiwanese sample. Progress in Asian social psychology, 2, 105-119.

Costa Jr, P., & McCrae, R. R. (1992). Neo personality inventory–revised (neo-pi-r) and neo five-factor inventory (neo-ffi) professional manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.

Digman, J. M., & Inouye, J. (1986). Further specification of the five robust factors of personality. Journal of personality and social psychology, 50(1), 116.

Eysenck, H. BG (1964). Manual of the Eysenck Personality Inventory: University of London Press, London (1968a) Multivariate Behav. Res., Special Issue.

Eysenck, H. J. (1952). The scientific study of personality.

Eysenck, H. J. (1959). Manual of the Maudsley personality inventory: University of London Press.

Eysenck, H. J. (1970). The Structure of Human Personality (Psychology Revivals): Routledge.

Eysenck, H. J., &

[۱] – Nunnally & Bernstein

[۲] – Pim Cuijpers

[۳] – Tabachnick & Fidell

[۴] – Bartlettd test of Sphericity

[۵] – Kaiser – Meyer Olkin(KMO)

[۶] – Factor extraction

[۷] – Principal Component Analysis

[۸] – Eigenvalue

[۹] – Scree Plot

[۱۰]–  Root Mean Square Error of Approximation

[۱۱]–  Kline,R.B

[۱۲] – Brown,M.W

[۱۳] – Cudeck,R

[۱۴]– Goodness of Fit index

[۱۵]–  Adjusted Goodness of fit

[۱۶]–  Bentler,P.M

[۱۷]–  Normed Fit Index

[۱۸]–  Non-Normed Fit Index

[۱۹] – Incremental Fit Index

[۲۰] – Parsimoney Normed Fit Index

[۲۱] – Root Mean Square Residual

[۲۲] – Hue,S.A

[۲۳] – Comparative Fit Index

[۲۴] – Normed Chi Square

[۲۵] – Mulaike,S.A

[۲۶] – Cloninger

[۲۷] – Simon G. Draycott

[۲۸] – Paul Kline

[۲۹] – M. D. Avia

[۳۰] – Roseann M. Larstonea,

[۳۱] – Dye

[۳۲] – Goldberg

[۳۳] – Rosolack,

[۳۴] – Kwan

[۳۵] – Keller

[۳۶] – Veselska

[۳۷] – Erol & Orth

[۳۸] – Van Gosen

[۳۹] – David M. Buss

[۴۰] – Lauri A. Jensen-Campbell

[۴۱] – J.P. Sharpe & S. Desai

[۴۲] – Randy J. Larsen & Timothy Ketelaar

[۴۳] – DeNeve & Cooper

[۴۴] – Natalie Hayes & Stephen Joseph

[۴۵] – Helen Cheng & Adrian Furnham

[۴۶] – Steel

[۴۷] – Timothy j. TRull &  Kenneth J.Sher

[۴۸] – Blatt SJ

[۴۹] – Bagby RM

[۵۰] – Brian E. Lozano, Sheri L. Johnson

[۵۱] – O. Joseph Bienvenu

[۵۲] – Timothy Petersen

[۵۳] – Pim Cuijpers

[۵۴] – Akiskal, H.S.,