نوع مقاله : مقاله پژوهشی
نویسندگان
1 دکترا،گروه روانشناسی،واحد گرگان، دانشگاه آزاد اسلامی،گرگان،ایران
2 دانشیار، گروه روان شناسی، دانشگاه پیام نور،تهران،ایران
کلیدواژهها
موضوعات
عنوان مقاله English
نویسندگان English
I
Introduction: This study aimed to examine the psychometric properties of the Helping Attitude Scale (HAS), originally developed by Nickel (1998), and its relationship with prosocial tendencies in an Iranian sample.
Method: Employing a descriptive-survey design, this research selected 384 individuals over the age of eighteen from Gorgan, Iran, via cluster sampling. Participants completed the Helping Attitude Scale (HAS) and the Desirable Social Tendencies Questionnaire. Content validity was assessed through expert review, and construct validity was evaluated using exploratory factor analysis. Internal consistency reliability was measured with Cronbach’s alpha.
Results: Exploratory factor analysis confirmed a single-factor structure for the scale. The HAS demonstrated acceptable internal consistency, with a Cronbach’s alpha of 0.70 for the total score. Furthermore, significant correlations were found between the total HAS score and the dimensions of the Desirable Social Tendencies Questionnaire (p < 0.01), indicating satisfactory criterion-related validity.
Conclusion: The Persian version of the Helping Attitude Scale exhibits acceptable validity and reliability. It is therefore a suitable instrument for assessing helping attitudes within the Iranian population and can provide valuable insights into related beliefs, feelings, and behaviors for both research and applied psychological settings.
کلیدواژهها English
مقدمه
نگرش به کمکخواهی در حوزه سلامت روان تحت تأثیر عوامل متعددی قرار دارد که از فناوریهای نوین گرفته تا زمینههای فرهنگی و اجتماعی را شامل میشود. با گسترش اینترنت و خدمات سلامت روان آنلاین، دسترسی افراد به منابع حمایتی افزایش یافته و نگرش مثبتتری نسبت به کمکخواهی شکل گرفته است. بهویژه در میان جوانان، امکان دریافت خدمات آنلاین باعث کاهش موانع سنتی مانند انگ و کمبود منابع حضوری شده است (ریچارد و ویگانو[1]، 2023). در همین راستا، همهگیری کووید-۱۹ نقطه عطفی در الگوهای کمکخواهی محسوب میشود؛ چراکه محدودیتهای ناشی از قرنطینه، افراد را به سمت منابع آنلاین و رویکردهای جایگزین سوق داد و در عین حال نگرشها نسبت به جستجوی کمک روانشناختی تغییر کرد (فو و همکاران[2]، 2022). یکی از مفاهیم کلیدی نوظهور در این حوزه، سواد سلامت دیجیتال است. ترکیب توانایی استفاده از فناوریهای دیجیتال و درک اطلاعات سلامت، نقش مهمی در افزایش قصد کمکخواهی ایفا میکند.
با این حال، متغیرهایی همچون انگ اجتماعی میتوانند رابطهی میان سواد دیجیتال و تمایل به کمکخواهی را میانجیگری کنند (واندروارت و همکاران[3]، 2023). در کنار این عوامل فناورانه و بهداشتی، بافتار فرهنگی نیز نقش چشمگیری در نگرش افراد به کمکخواهی دارد. در بسیاری از جوامع غیرغربی، موانعی همچون انگ اجتماعی، باورهای سنتی و دسترسی محدود به خدمات حرفهای، مانع جدی در مسیر جستجوی کمک محسوب میشوند (الوه و همکاران[4]، 2024). در نهایت، رسانههای اجتماعی و اینفلوئنسرها بهعنوان یک عامل نوظهور در تغییر نگرش عمومی نسبت به سلامت روان شناخته شدهاند. محتوای تولید شده توسط افراد تأثیرگذار در این فضا میتواند گفتوگو درباره سلامت روان را عادیسازی کند و نگرش مثبتتری نسبت به کمکخواهی در میان جوانان ایجاد نماید (لاورتو و راسموسن[5]، 2024).
بهطور کلی، مرور مطالعات اخیر نشان میدهد که نگرش به کمکخواهی در تعامل پویا میان فناوری، شرایط اجتماعی - سلامتی، فرهنگ و رسانهها شکل میگیرد و برای طراحی مداخلات مؤثر باید به این ابعاد به صورت همزمان توجه شود.ارزشها، باورها و گرایشها، احساسات و انگیزها و مجموعه رفتارهای فردی و اجتماعی انسان میتواند به عنوان اصلیترین عامل در تبیین رفتار مورد توجه قرار گیرد (نوریس، ماتیوس و رید[6]، 2008). در بین عوامل انسانی بسیاری از خصوصیات روان شناختی افراد، دیدگاهها و نگرشهای آنها میتواند در بروز یک رفتار مؤثر باشد (گروسی، گروسی و سعیده و انجم شعاع، 1393). موانع رایج برای جستجوی حمایت رسمی در افراد شامل نگرش در مورد هزینههای احتمالی مرتبط و عدم اطمینان در مورد اثربخشی این کمکخواهی است (کزیز[7] و همکاران، 2013). نگرش یا طرز تلقی عبارت از آمادگی برای واکنش ویژه نسبت به یک موضوع، فرد، شیء فکر یا وضعیت است. نگرش از سه عنصر شناختی، عاطفی و رفتاری تشکیل میشود. عنصر شناختی به اطلاعات و دانستههای فرد در مورد یک موضوع، رویداد یا عمل اطلاق میگردد. بعد عاطفی به احساس خوب یا بد، مثبت یا منفی، مفید یا غیرمفید بودن شخص اشاره دارد. بعد رفتاری نگرش آمادگی شخص برای عمل را در نظر دارد. نگرش، احساس درونی است و رفتار، نماد بیرونی آن است، انسانها بر اساس آنچه که در درون و ذهن آن ها میگذرد رفتار خواهند کرد. به این ترتیب یک شبکه پیچیده از روابط شناختی، احساسی و رفتاری در هر فرد وجود دارد که نحوه عملکرد او را شکل میدهد (آجزن[8]، 1998؛ بهاتی[9] و همکاران، 2008). طی دهههای اخیر روانشناسان غربی به سمت و سوی نگرش کمکرسانی گام برداشتند و در این راستا تأثیر مثبت نگرش کمکرسانی نسبت به رفتارهای مرتبط با کمک کردن را به عنوان یک پدیده بین فردی در نظر گرفتهاند که آگاهی عمیق از درد و رنج دیگری همراه با تمایل به تسکین آن تعریف شده است (لازاروس[10]، 1993؛ نف[11]، 2003)
یک مطالعه طولی 33 ساله اروپایی با مقایسه پسران و دختران نوجوان نشان داد که در طول سال تمایل بیشتر به تجربه مشکلات درونی در دختران و پسران وجود دارد و مشکلات برونی سازی برای پسران نوجوان تمایل به کاهش دارد (هامارستروم [12] و همکاران، 2017).این در حالی است که پژوهشگران نشان دادهاند که رفتارهای اجتماعی مطلوب متنوع هستند (باتسون[13]، 2017). یکی از رفتارهای اجتماعی مطلوب، رفتارهای نوعدوستانه است. رفتارهای اجتماعی مطلوب نوعدوستانه تحت عنوان کمک داوطلبانه به دیگران به دلیل نگرانی نسبت به رفاه و نیازهای دیگران تعریف شده است که به واسطه پاسخگویی از روی همدردی، هنجارها و اصول درونسازی شده ثابت بر ای کمک به دیگران بروز مییابد (آیزنبرگ و فابس[14]، 1998) علاوه بر این فرد یاریرسان برای کمک به دیگری، متحمل برخی هزینهها میشود. رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعتآمیز تحت عنوان یاری رسانی به دیگران در پاسخ به درخواست کلامی یا غیر کلامی تعریف شده است (آیزنبرگ و همکاران، 1981). این در حالی است که رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی تحت عنوان تمایل به یاری رساندن به دیگران تحت شرایط هیجانی تعریف شده است (هافمن[15]، 1982؛ کارلو[16] و همکاران، 1991). برخی از پژوهشگران نیز بیان کردهاند که تفاوتهایی در افرادی که به دیگران کمک میکنند وجود دارد (آیزینگ و همکاران، 1981) مطالعات قبلی نشان دادهاند که رفتار کمک جویی برای بهبود رفاه افراد مبتلا به بیماری روانی ضروری است، اما بیمیلی در جذب کمک و حمایت دیگران بین جوانان مشاهده شده است؛ موانع درونی و بیرونی متعددی برای رفتارهای کمک جویانه نوجوان گزارش شدهاند مشکلات سلامتی و موانع داخلی شامل فقدان سواد سلامت روان نمونهای از این عوامل هستند (سان و همکاران، 2020 ) علیرغم افزایش تدریجی سواد سالمت روان در جمعیت عمومی، نوجوانان همچنان از سطوح متوسط و پایینی در این زمینه برخوردار میباشند که با افزایش خطر تشدید اختالالت روانی درآن ها همراه است (نوبر[17] و همکاران، 2021). از مشکلات جدی در درمان نوجوانان مبتلا به اختلالات روانی امتناع از جستجو و دریافت کمکهای روانشناختی است (عبدالهی و همکاران، 2017) با این وجود پژوهش پیرامون تدوین ابزار و بررسی نگرش به کمک، امروزه یکی از عرصههای مطالعاتی فعال محسوب میشود (کارلو و راندال[18]، 2012). دو ابزار مقیاس نگرش های کمکجویی ذهنی (MHSAS) شامل هفت گویه و مقیاس قصد کمکجویی ذهنی (MHSIS) که شامل سه مورد است موارد توسعه یافتهای از ابزارهای اندازهگیری نگرش به کمک خواهی هستند که توسط هامرو اسپیکر تدوین شدهاند (هامر[19] و اسپیکر 2018). تصمیم برای دریافت کمک در بستر هر اجتماعی به عوامل متعدد فرهنگی و فردی بستگی دارد؛ این نکته نشان میدهد که مسیر دریافت کمک و درخواست کمک توسط فرد از یک نقطه در شبکه اجتماع شروع میشود و سپس تعاملات کمک خواهانه بین فرد و افراد مهم زندگیاش با واسطه فرهنگی شکل میگیرد (جوزف[20]، 2010). بنابراین، بدیهی است که برخی از ویژگیها یا مولفهها در یک فرهنگ و زبان دارای ابعاد و نشانگرهایی است که به سایر فرهنگ ها قابل تعمیم نیست. از این رو ضروی است که ابزارها و آزمونها برای به کارگیری در فرهنگهای مختلف نخست با دقت علمی انتخاب شود و سپس با روشهای آماری و روانسنجی مورد بررسی قرار گیرد لذا علیرغم قدیمی بودن برخی مقیاسهای روانسنجی عامل مهمی که باید در کاربرد آنان مورد توجه قرار گیرد انطباق بیشتر این ابزارها با بستر فرهنگی جامعه است که ارزشمندی و کارآمدی یک ابزار را تعیین میکند و به پایایی و روایی آن نیز اعتبار می بخشد.با بررسی تک تک سوالات پرسشنامه حاضر تطابق سوالات با رفتارها و نگرشهای جامعه ایرانی به خوبی مشخص است.
به رغم اهمیت نگرش به کمک بهعنوان یک رفتار اجتماعی مطلوب برای جامعه اما، مقیاسهای اندکی برای مطالعه این رفتار در دسترس میباشد (کجباف، سجادیان و نوری، 1389). پژوهشها نیز نشان دادهاند نگرش کمکرسانی نسبت به دیگران، پیوندهای صمیمی با دیگران را تسهیل میکند (شیوتا، کلتنر و جان[21]، 2006) و با افزایش شادی (ونگ[22]، 2005) احساس نزدیکی، ارتباط، اعتماد، حمایت اجتماعی (کراکر و کانولو[23]، 2008) بهزیستی (پست[24]، 2005؛ شلدون و کوپر[25]، 2008) و نوعدوستی (ونگ و همکاران، 2012) در ارتباط است. محققان در مطالعات اولیه خود بر روی همدلی و باور افراد به کمک کردن، عمدتاً بر ماهیت عاطفی آن تأکید کردهاند و آن را بهعنوان پاسخهای هیجانی مشاهده شده به هیجان درک شده دیگران تعریف کردهاند (نریمانی و همکاران، 1396؛ مهابریان و اپستین[26]، 1972). الگوهایی که در نگرشهای کمکجویی ظاهر میشوند بهطور کلی به دو دسته رسمی و غیر رسمی تقسیم میشوند (نوویانتی و هادجام[27]، 2017)
کمکرسانی و همیاری ریشه در زندگی اجتماعی انسانها دارد. در جوامع اولیه دوام و ادامه حیات بدون کمک و یاری متقابل مشکل بوده و غلبه بر دشواریها امکانپذیر نبوده است. هیچ انسانی بدون معاضدت دیگران نمیتواند برای مدتی به زندگی خود ادامه دهد، به بیان دیگر، نیاز به امنیت برای غلبه بر«ترسها و اضطرابهای اجتماعی» از ضروریات حفظ تعادل در زندگی انسان است که از طریق زندگی اجتماعی و همیاری برقرار میگردد. همیاری و همکاری یک کنش متقابل پیوند دهنده است و مولفههایی نظیر عاطفه، دوستی و عشق را که نشانگر رابطه انسانی میان گروههای اجتماعی برقرار مینماید. تداوم این رابطة انسانی رسم و آییین همیاری را پدید میآورد. همیاری روشی برای ترقی زندگی اجتماعی است که اعضاء بهمنظور حل مسائل ویژهای که با آن روبهرو شدهاند گرد هم آمده و به فعالیت میپردازند. در رابطه با کمک گرفتن از متخصصان سلامت روان، نگرش کمکجویی به طور قابل توجهی به نتایج سلامت روان نوجوانان کمک میکند (ناندی[28]، 2023).
عوامل متعددی در درجه نگرش برای کمک خواستن نقش دارند، مانند عدم وجود سواد سلامت روان و آسیبشناسی روانی (بونابی[29]، 2016؛ والدمان[30]، 2018) ننگ نسبت به افراد مبتلا به اختلالات روانی (اسکومروس[31] و آنگرمیر[32]، 2008؛ راتنایاکه[33] و هایده[34]، 2019) و سوء تفاهم از روش مناسب برای مقابله با اختلالات روانی (مهتا[35]، 2014 و آموبیی[36]، 2016) علاوه بر این عوامل موقعیتی مانند هزینه، زمان، انتقال و موقعیت جغرافیایی (فاکس[37]، 2001 و سون[38]، 2016) که ممکن است مانع از دسترسی مناسب آنها به کمک به سلامت روان شود.
اصولا همیاری امر تازهای نیست و زاییده عصر و زمان خاصی نمیباشد، منتها در هر دورهای به نحوی خاص و منطبق با مقتضیات آن دوره آشکار گردیده است (کریمی درمنی، 1390) بر این اساس ضرورت این پژوهش موقعی بیشتر روشن میشود که مطالعات نشان میدهد که در زمینة اندازهگیری نگرش به کمک در داخل و خارج کشور پژوهشها رو به افزایش است، همچنین، اغلب محققین برای تشخیص و اندازهگیری نگرش به کمک نیاز به یک ابزار دقیق و پایا دارند که بتوانند در کمترین زمان ممکن به اهداف مورد نظر دست یابند. در حال حاضر ابزار معتبر و مناسبی که در ایران اعتباریابی شده باشد و از پایایی و روایی مناسب برخوردار باشد، موجود نیست لذا در این پژوهش سعی بر آن است تا نگرش به کمک مورد هنجاریابی قرار گیرد. بنابراین هدف تحقیق حاضر بررسی ویژگیهای روانسنجی (پایایی و روایی) مقیاس نگرش به کمک (HAS) میباشد.
روش
تحقیق حاضر از نوع طرح تحقیق همبستگی بود (تحلیل عاملی به شیوة چرخش) در این تحقیق از تحلیل عاملی اکتشافی که یک فن یا تکنیک برای بررسی ساختار مجموعه ای از دادههاست، استفاده شده است. جامعه آماری شامل کلیه افراد عادی بالای هجده سال شهر گرگان میباشد. نمونه آماری شامل 384 نفر از افراد عادی بالای هجده سال شهر گرگان است که با روش نمونه گیری خوشهای چند مرحله ای انتخاب شدند. بدین منظور ابتدا کل شهر به پنج قسمت شمال، جنوب، شرق، غرب و مرکز شهر گرگان تقسیم و در مرحله بعدی از هر خوشه به صورت تصادفی دو خیابان یا محله انتخاب گردید و سه آزماینده با مراجعه به خیابانها و محلههای انتخابی اقدام به ارایه پرسشنامه به افراد واجد شرایط میکردند. افراد مورد بررسی شامل افرادی بودند که حداقل تحصیلات دیپلم را دارا بودند و آمادگی و رضایت مشارکت در تحقیق را گزارش میکردند.
ابزارهای پژوهش
الف) پرسشنامه نگرش به کمک: پرسشنامه نگرش به کمک توسط نیکل[39] (1998) در دانشگاه مورهد ایالت مینهسوتا تدوین شده است. این پرسشنامه دارای 20 سوال با طیف لیکرت و از نمره 1 تا 5 را در بر میگیرد. و برای سوالات 1، 5 ،8،11 ،18، 19 بهصورت معکوس نمرهگذاری میشود. سپس تمام بیست نمره را جمع کرده تا مجموع نمرات اندازهگیری نگرش به کمک را بدست آورید. این نمره باید در دامنهای از 20 تا 100 با نمره خنثی از 60 قرار گیرد. این مقیاس به 409 دانشجوی دانشگاه در چهار مطالعه داده شده است. نمره میانگین آنها در اندازهگیری نگرش به کمک 56/79 با انحراف استاندارد 73/8 بود و مقدار آلفای کرونباخ 86/0 محاسبه گردیده است.
پرسشنامهای که برای بررسی روایی به عنوان ملاک انتخاب شده، عبارت است از:
ب) پرسشنامه گرایشهای اجتماعی مطلوب ([40]PTM-R): توسط کارلو و راندال در سال 2002 طراحی شد که شامل 25 سؤال و 6 عامل بود که در هنجار ایرانی این تعداد خرده مقیاسها به 5 زیرمقیاس رسید که عبارتاند از: رفتارهای اجتماعی مطلوب ناشناس، رفتارهای اجتماعی مطلوب نوعدوستانه و جمعی، رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی، رفتارهای اجتماعی مطلوب در موقعیت بحرانی و رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعتآمیز. در پژوهش کارلو و همکاران (2003) ضریب پایایی بازآزمایی در فاصله دو هفته برای رفتارهای اجتماعی مطلوب جمعی 56 درصد، اجتماعی مطلوب ناشناس 78 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب در موقعیت بحرانی و اضطراری 63 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی 82 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعت آمیز 73 درصد و رفتارهای مطلوب نوعدوستانه 73 درصد به دست آمد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ رفتارهای اجتماعی مطلوب جمعی 78 درصد، اجتماعی مطلوب ناشناس 85 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب در موقعیت بحرانی و اضطراری 63 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی 75 درصد، رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعت آمیز 80 درصد و رفتارهای مطلوب نوعدوستانه 74 درصد به دست آمد. این پرسشنامه در ایران در پژوهش کجباف و همکاران (1389) مورد بررسی قرار گرفت. آنها برای زیرمقیاس گرایشهای اجتماعی مطلوب تجدیدنظر شده ضریب آلفای کرنباخ را 86 درصد محاسبه کردهاند و برای بررسی روایی این پرسشنامه از تحلیل عاملی استفاده نمودند. روایی سازه انجام شده نشان داد این پرسشنامه دارای 5 زیرمقیاس میباشد.
دادهها با استفاده از آزمون تحلیل عاملی با چرخش واریماکس، آلفای کرونباخ و همبستگی پیرسون تجزیه و تحلیل شد.
یافتهها
نمونه نهایی مشتمل بر 384 نفر از افراد عادی بالای هجده سال شهر گرگان میباشد که میانگین سنی اعضای نمونه در کل بین (12/15± )18 سال بودند. در این پژوهش، ترجمه پرسشنامه با استفاده از روش ترجمه و ترجمه معکوس توسط دو مدرس روانشناسی مسلط به انگلیسی و فارسی انجام شد تا معادلهای مفهومی حفظ شود و از تحریف معنایی پیشگیری گردد. علاوه بر تطابق زبانی، به تطابق فرهنگی نیز توجه شد؛ بدین معنا که اصطلاحات، مفاهیم و موقعیتهای مطرحشده در گویهها با فرهنگ ایرانی همخوانسازی شدند تا برای پاسخدهندگان قابل درک، ملموس و معنادار باشند. برای بررسی روانسنجی این پرسشنامه بررسی روایی و پایایی مدنظر قرار گرفت. به منظور بررسی روایی ابزار از روایی صوری، روایی محتوا و روایی سازه و روایی همگرا استفاده شد. برای روایی صوری و محتوایی نظرات پنج نفر از اساتید در مورد هر سوال پرسشنامه (از نظر وضوح و ارتباط) بر اساس رتبه بندی 1 تا 5 بهدست آمد و پس از ارزیابی و اصلاح توسط گروه متخصصین مورد تایید قرار گرفت. مقدار (83/0)CVI و CVR برای بررسی روایی محتوا نیز محاسبه گردید و روایی محتوا قابل قبولی به دست آمد. بر اساس دادههای بهدست آمده از پاسخ تمام آزمودنیها به ابزار نگرش نسبت به دریافت کمک و بررسی همبستگی مولفهها و سپس تحلیل عاملی این دادهها سوالهای 3 و 6 و 7 در پرسشنامه به دلیل بار عاملی پایین حذف شد. پس از حذف سوالات فوق مجددا تحلیل عاملی با چرخش واریماکس روی دادهها انجام شد. برای سوالات ؛ اعتبار این پرسشنامه با استفاده از روش آلفای کرونباخ برای پذیرش کمکطلبی 7/0 بهدست آمده است .در بررسی روایی سازه از دو روش همبستگی درونی هر عامل با نمره کل پرسشنامه و تحلیل عاملی اکتشافی و در تحلیل عاملی برای اطمینان از کافیبودن حجم نمونه، از آزمون کفایت نمونهبرداری K.M.O استفاده شد. همچنین به منظور اطمینان از این که همبستگی بین مواد پرسشنامه در جامعه برابر صفر نیست، از آزمون کرویت بارتلت استفاده گردید که نتایج آن در جداول زیر آمده است.
جدول 1. آزمون کیزر- میر- اولکین و آزمون بارتلت مربوط به پرسشنامه
|
مقدار آزمون کیزر- میر- اولکین KMO آزمون بارتلت – مقدار مجذور کای درجات آزادی سطح معناداری |
871/0 546/2324 190 000/0 |
بر اساس نتایج جدول 1، مقدار آزمون کیزر- میر- اولکین برابر با 871/0 میباشد لذا حجم نمونه برای این بررسی رضایتبخش است و نتیجه میگیریم که دادههای پرسشنامه مورد نظر به تعدادی عاملهای زیربنایی و بنیادی قابل تقلیل است. همچنین نتیجه آزمون بارتلت (546/2324) که در سطح خطای کوچکتر از (01/0) معنیدار است، نشان میدهد که ماتریس همبستگی بین گویهها، ماتریس واحد و همانی نمیباشد. یعنی از یک طرف بین گویههای داخل هر عامل همبستگی بالایی وجود دارد و از طرف دیگر بین گویههای یک عامل با گویههای عامل دیگر، هیچگونه همبستگی مشاهده نمیشود. بر اساس تجزیه و تحلیل پاسخ های آزمودنی ها به مواد پرسشنامه، مقدار KMO1 برابر با 871/0 بدست آمد. KMO اشاره به مناسبت و کفایت نمونهبرداری دارد و حاکی از این مطلب است که همبستگی بین متغیرها را نمیتوان از طریق سایر متغیرها تبیین کرد. سرنی و کیسر (1977) معتقدند زمانی که مقدار KMO بزرگتر از 60/0 باشد، اجرای تحلیل عاملی مجاز میباشد. بر همین اساس به هر میزانی که KMO بیشتر از60/0 باشد، مناسبت و کفایت نمونه بیشتر خواهد بود . البته بیان میکنند اگر از 60/0 کمتر باشد مقدار ضعیف است و ممکن است برای تحلیل عامل مناسب نباشد. بعد از بررسی KMO، برای تحلیل عاملی می بایست از طریق آزمون کرویت بارتلت2 به بررسی زیر بنای تحلیل عاملی پرداخت. به عبارت دیگر برای اطمینان نسبت به این امر که ماتریس همبستگی بین آیتم های آزمون (که زیر بنای تحلیل عاملی است) در جامعه برابر صفر نیست، از آزمون کرویت بارتلت استفاده میشود. هدف عمده از آزمون کرویت بارتلت این است که به بررسی درست بودن ماتریس همسانی در جامعه پرداخته شود. در آزمون کرویت بارتلت، این فرضیه آزمایش میشود که همبستگیهای مشاهده شده، متعلق به جامعهای با متغیرهای مستقل است. برای اینکه یک مدل تحلیل عاملی مفید باشد ، ضروری است متغیرها با یکدیگر همبستگی داشته باشند، در غیر این صورت دلیلی برای اجرا و تبیین مدل عاملی وجود ندارد. در این مطالعه مقدار آزمون کرویت بارتلت برابر با 546/2324 است که در سطح (001/0) معناداراست.
جدول 2. شناخت سهم مجموعه عاملها در تبیین واریانس هر گویه
|
گویهها (سوالات) |
اولیه |
عاملهای استخراج شده |
گویهها (سوالات) |
اولیه |
عاملهای استخراج شده |
||
|
1 |
1 |
364/0 |
11 |
1 |
643/0 |
||
|
2 |
1 |
408/0 |
12 |
1 |
612/0 |
||
|
4 |
1 |
581/0 |
14 |
1 |
493/0 |
||
|
5 |
1 |
573/0 |
15 |
1 |
571/0 |
||
|
6 |
1 |
547/0 |
16 |
1 |
621/0 |
||
|
7 |
1 |
539/0 |
17 |
1 |
593/0 |
||
|
9 |
1 |
408/0 |
19 |
1 |
611/0 |
||
|
کل |
درصد واریانس |
درصد تجمعی واریانس |
|
||||
|
321/5 |
150/51 |
150/51 |
|
||||
همانطور که در جدول 2 مشاهده میکنید ستون استخراج نشان دهنده مقداری از واریانس هر گویه میباشد. هر چقدر مقدار نزدیکتر به یک باشد واریانس بیشتری را تبیین میکند. همانطور که در جدول مشاهده میکنید پایینترین واریانس مربوط به سوال 18 و بالاترین واریانس مربوط به سوال 11 میباشد.
همانطور که در جدول 2 مشاهده میکنید، 1 عامل دارای مقدار ویژه بالاتر از یک میباشد. بنابراین از کل 20 سوال (گویه) میتوان 1 عامل ساخت. سهم عامل در تبیین 20 گویه به صورت نزولی است. در مجموع یک عامل با مقادیر ویژه بالاتر از یک توانستهاند 150/51 درصد از واریانس 20 گویه مربوط به پرسشنامه را تبیین کنند.
نمودار 1. نمودار اسکری مربوط به مادههای پرسشنامه
جدول 4. ماتریس چرخش یافته پرسشنامه
|
|
عامل ها |
||
|
سوالات |
عامل اول |
|
|
|
1 |
کمک کردن به دیگران معمولا یک وقت تلف کردن است |
529/ |
|
|
2 |
وقتی فرصتی پیش می آید، من از کمک به کسانی که نیاز دارند لذت می برم |
591/ |
|
|
3 |
اگر امکان پذیر باشد، من پول گمشده را به صاحب واقعی اش باز خواهم گرداند |
528/ |
|
|
4 |
کمک کردن به دوستان و خانواده یکی از بزرگترین لذت ها در زندگی است |
693/ |
|
|
5 |
من از کمک به افراد در موقعیت اورژانسی پزشکی ، تا حد امکان اجتناب می کنم |
713/ |
|
|
6 |
کمک به نیازمندان احساس فوق العاده (خوبی ) است. |
765/ |
|
|
7 |
داوطلب شدن برای کمک به کسی بسیار قابل تقدیر است. |
622/ |
|
|
8 |
من آدرس دادن به غریبه هایی که گم شده اند را دوست ندارم . |
630/ |
|
|
9 |
انجام دادن کارهای داوطلبانه باعث میشود من احساس شادی کنم. |
744/ |
|
|
10 |
من هر ماهه وقت یا پولم را به موسسات خیریه اهدا می کنم . |
614/ |
|
|
11 |
کمک کردن به افراد مسن مسئولیت من نیست مگر آنکه آنها جزئی از خانواده ی من باشند. |
601/ |
|
|
12 |
کودکان باید در رابطه با اهمیت کمک به دیگران آموزش ببینند. |
694/ |
|
|
13 |
در نظر دارم اعضای بدن خود را هنگامی که از دنیا رفتم اهدا کنم با این امید که به زندگی کسی دیگر کمک خواهم کرد. |
797/ |
|
|
14 |
من به هر فعالیتی که گروه های اجتماعی یا گروه های دانش آموزی انجام می دهند کمک می کنم |
688/ |
|
|
15 |
من وقتی به دیگران کمک کرده باشم ، با خودم احساس آرامش می کنم . |
655/ |
|
|
16 |
اگر شخص جلوتر از من در صف حساب کردن در یک مغازه چند تومان کم داشته باشد، مقدار تفاوت را می پردازم |
891/ |
|
|
17 |
وقتی می دانم که سخاوتم به یک انسان نیازمند ، اثر مثبت داشته است ؛ احساس غرور می کنم |
614/ |
|
|
18 |
کمک کردن به مردم به جای خوبی، بیشتر ضرر دارد ، زیرا آنها به دیگران تکیه خواهند کرد نه خودشان . |
558/ |
|
|
19 |
من به ندرت به دلایلی ارزشمند، پول کمک می کنم . |
788/ |
|
|
20 |
کمک دادن به یک فقیر کار درستی است . |
867/ |
|
جدول شماره 4 تعداد گویههای مورد نظر که در زیر یک عامل آمدهاند و در واقع موثرترین سوالات مورد نظر در مورد پرسشنامه را نشان میهد میباشد. تعداد سه مورد از سوالات جدول به دلیل بار عاملی پایین حذف شدند.
جدول 5. توصیفی آیتمها در گروه نمونه روایییابی
|
گویه ها |
میانگین |
انحراف استاندارد |
آلفای در صورت حذف گویه |
همبستگی با کل |
آلفای کل |
|
1 |
09/3 |
367/1 |
627/0 |
522/0 |
7/0 |
|
2 |
78/2 |
25/1 |
650/0 |
550/0 |
|
|
3 |
58/2 |
35/1 |
627/0 |
527/0 |
|
|
4 |
49/3 |
32/1 |
645/0 |
542/0 |
|
|
5 |
38/3 |
32/1 |
687/0 |
585/0 |
|
|
6 |
27/3 |
33/1 |
698/0 |
441/0 |
|
|
7 |
48/3 |
17/1 |
625/0 |
421/0 |
|
|
8 |
89/2 |
267/1 |
718/0 |
501/0 |
|
|
9 |
91/2 |
297/1 |
612/0 |
511/0 |
|
|
10 |
39/2 |
363/1 |
660/0 |
411/0 |
|
|
12 |
05/3 |
33/1 |
699/0 |
421/0 |
|
|
13 |
95/2 |
24/1 |
634/0 |
545/0 |
|
|
15 |
76/2 |
46/1 |
598/0 |
441/0 |
|
|
16 |
94/2 |
39/1 |
698/0 |
341/0 |
|
|
17 |
44/3 |
155/1 |
659/0 |
431/0 |
|
|
18 |
92/2 |
343/1 |
636/0 |
521/0 |
|
|
19 |
37/3 |
31/1 |
691/0 |
499/0 |
همانطور که در جدول شماره 5 مشاهده میکنید مقدار آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه برابر 7/0 و برای گویهها به ترتیب در جدول آمده است که نشاندهنده آن است که این پرسشنامه دارای پایایی بالایی است، گفتنی است سه مورد از گویههای پرسشنامه که دارای همبستگی کمتر از 4/0 بودند حذف شده و این اقدام افزایش ضریب آلفای کل تحقیق را در پی داشته است.
جدول 6. آزمون ضریب همبستگی پیرسون بین عاملها و کل آزمون و هر یک از خرده مقیاسها با یکدیگر
|
متغیر |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
|
نگرش به کمک(کلی) |
1 |
|
|
|
|
|
|
|
گرایشهای اجتماعیمطلوبجهانی |
**520/0 |
1 |
|
|
|
|
|
|
رفتار اجتماعیمطلوبجهانی |
**440/0 |
**341/0 |
1 |
|
|
|
|
|
نگرانیهایهمدلانه |
**383/0 |
**532/0 |
**341/0 |
1 |
|
|
|
|
ارزشهاینوعدوستانه |
**489/0 |
**251/0 |
**520/0 |
**291/0 |
1 |
|
|
|
انگیزش مسئولیتاجتماعی |
**521/ |
**491/0 |
**420/ |
**441/0 |
**320/0 |
1 |
|
|
پرسشنامه گرایشهای اجتماعیمطلوب(کلی) |
**420/0 |
**324/ |
**507/0 |
**380/0 |
**398/0 |
**510/0 |
1 |
05/0*P≤ 01/0 P≤ **
بهمنظور بررسی همبستگی بین کلآزمون و هر یک از خرده مقیاسهای گرایشهای اجتماعی مطلوب از آزمون همبستگی پیرسون استفاده شده است. در روش همسانی درونی، همبستگی بالای عاملها با سازه کلی نشان دهنده همگرایی عاملها با نمره کل پرسشنامه است که نتایج حاصل حاکی از این مساله است. از سوی دیگر میزان همبستگی بین نگرش به کمک (کلی) با مولفههای گرایشهای اجتماعی نشان از همبستگی مناسب می باشد.
بحث و نتیجهگیری
هدف از این پژوهش بررسی روایی و پایایی شاخصهای روانسنجی نگرش به کمک توسط نیکل (1998) در افراد عادی بالای هجده سال شهر گرگان بود. بر این اساس یافتههای حاصل از این پژوهش شواهد اولیهای را در خصوص روایی و پایایی پرسشنامه نگرش به کمک بدست داده است. در حقیقت براساس یافتههای این پژوهش، پرسشنامه نگرش به کمک که توسط نیکل (1998) تدوین شده در داخل کشور از پایایی و روایی قابل قبولی برخوردار میباشد. این پرسشنامه مدادی- کاغذی است که به صورت گروهی و فردی قابل اجرا است. پس از اطمینان از روایی صوری و دقت ترجمه، روشهای زیر شامل روایی (روایی صوری، محتوایی و سازه که خود شامل تحلیل عاملی اکتشافی و همبستگی درونی با روش همگرا) و پایایی (عاملها و کل پرسشنامه) بکار رفته است. نتایج تحلیل عاملی به روش مولفههای اصلی و چرخش متعامد از نوع واریماکس از سویی، نشانگر روایی این مقیاس است. نتایج حاکی از آن دارد که در مجموع بیش از 51 درصد واریانس کل تبیین شده است. همچنین نتایج پژوهش نشان میدهد ضریب اعتبار (همگونی) آزمون به روش آلفای کرونباخ برای کل پرسشنامه برابر 7/0 میباشد. بنابراین ضریب اعتبار آزمون در مطالعه مطلوب و قوی میباشد.
از سوی دیگر نتایج نشان داد که میزان همبستگی بین نگرش به کمک (کلی) با مولفههای گرایش اجتماعی مطلوب مناسب میباشد. این در حالی است که بر اساس مطالعات و پژوهشهای انجام یافته تاکنون میتوان چهار نوع رفتار اجتماعی مطلوب را معرفی نمود که عبارتند از: رفتارهای اجتماعی مطلوب نوع دوستانه[41]، رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعتآمیز[42]، رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی[43]، رفتارهای اجتماعی مطلوب جمعی[44]. رفتارهای اجتماعی مطلوب نوع دوستانه تحت عنوان کمک داوطلبانه به دیگران به دلیل نگرانی نسبت به رفاه و نیازهای دیگران تعریف شده است که به واسطه پاسخگویی از روی همدردی، هنجارها و اصول درونسازی شده ثابت برای کمک به دیگران بروز مییابد (آیزنبرگ و همکاران، 1981). رفتارهای اجتماعی مطلوب متابعتآمیز تحت عنوان یاریرسانی به دیگران در پاسخ به درخواست کلامی یا غیرکلامی میباشد (آیزنبرگ و همکاران، 1995). رفتارهای اجتماعی مطلوب هیجانی تحت عنوان تمایل به یاری رساندن به دیگران تحت شرایط هیجانی تعریف شده است (فابیس و همکاران، 1999). رفتارهای اجتماعی مطلوب جمعی در حضور دیگران به دلیل کسب تأیید، احترام دیگران و افزایش ارزش فردی صورت میگیرد در تعریف ارائه شده اولین همایش سلامت اجتماعی کشور -که حاصل اجماع انجمن های علمی کشور بوده است – سلامت اجتماعی موجبات ارتقای سازگاری اجتماعی و تعامل فرد با محیط پیرامون و در نهایت ایفای نقش موثر در تعالی و رفاه جامعه را سبب ساز میشود و از سوی دیگر محیط مشوق و ظرفیت ساز برای ایفای نقش افراد جامعه را شامل میشود (دماری بهزاد و همکاران، 1400). بررسی و تحلیل گویههای این پرسشنامه زمینه استفاده از آن در بستر فرهنگ ایرانی را امکانپذیر میکند. بسیاری از سازههای روانشناختی، از جمله نگرش به کمک، تحت تأثیر بافت فرهنگی، اجتماعی و ارزشی قرار دارند. بنابراین، استفاده از ابزارهای بدون روایی یا نامتناسب با بافت ایرانی میتواند به برداشتهای نادرست، تفسیرهای ناقص و نتایج گمراهکننده بیانجامد. دستیابی به شاخصهای قابل قبول روایی (صوری، محتوایی و سازه) و پایایی (ضریب آلفای کرونباخ و تحلیل عاملی) در مطالعه حاضر، نشاندهنده کفایت روانسنجی ابزار در بافت ایرانی است. این نتایج بیانگر آن است که ابزار ترجمهشده نهتنها از لحاظ مفهومی با نسخه اصلی همراستا بوده، بلکه با فرهنگ، زبان و شرایط اجتماعی ایران نیز همخوانی دارد. بهعبارت دیگر، ابزار توانسته است جنبههای کلیدی نگرش به کمک را در جامعه هدف بهدرستی بازنمایی کند، که این امر پشتوانهای قوی برای پژوهشهای آینده فراهم میسازد.
همه ادیان آسمانی اصـولی را در خصـوص کمک به هم نوع دارند که پیـروان آن مـذهب را بر آن میدارد تـا ایـن عمـل را پسـندیده بدانند و تا حد امکان جهت انجـام آن تـلاش ورزند. دین اسـلام، بـه عنـوان یـک دیـن اجتمـاعی، تأکید بسیاری بر حفظ و تقویت بنیـانهـای جامعه دارد و اهمیت این امر از تعداد بسیار زیاد آیههای قرآن کریم و روایات گوناگون در خصوص همکاری، مسـاعدت و همیـاری میان انسانها هویدا است. اهمیت حفظ اجتماع و یاری رساندن انسان هــا بــه یکــدیگر، بــه روشــنی در اســلام شناسایی شده و مـورد تأکیـد قـرار گرفتـه است و صراحتاً برای کسانی کـه بـه ایـن وظیفه اخلاقی و مذهبی خود جامه عمل مـیپوشانند، وعده پاداش اخـروی داده شـده و در مواردی برای کسانی که بدان عمـل نمـیکنند، عقاب شدید اخروی در نظر گرفته شده است (غفاری فارسانی، 1387). آمـوزههـای دیـن اسلام انسـانهـا را تشـویق بـه همیـاری و کمک به دیگران کرده و حتی آنهـا را مکلـف میکند تا در صورت نیاز یک فرد به کمـک، کمک را از وی دریغ نداشته و بـهکمـک وی بشــتابند و در ایــن خصــوص انســان را مسئول دانسته و مسئولیت کمک به دیگـری را بر دوش آنها مینهد. خلاصه کلام آنکـه در اســلام احتــرام بــه انســانیت، تکــریم بشریت، دعوت به اخوت و بـرادری و نیکـی به همدیگر همه انسانها را شامل میگردد و بنابراین ابراز عواطف و مراعات جنبـههـای عالی اخلاقی و انسانی به صورت ریشهدار و عمیق از ژرفنـای جـان و دل در اعمـال و رفتار و روابط خارجی شخص تربیت یافتـه در این دین به ظهور میرسد (قرباننیا، 1387). لذا با توجه به جایگاه کمکرسانی در جامعه ما وجود ابزاری مناسب و استاندارد برای سنجش نگرش به کمک در افراد عادی حائز اهمیت میباشد که در این تحقیق تلاش گردید به بررسی روایی و پایایی شاخصروانسنجی نگرش به کمک توسط نیکل (1998) در افراد عادی بالای هجده سال شهر گرگان پرداخته شود. مهم ترین محدودیت این تحقیق قلمرو مکانی آن یعنی شهر گرگان است که قابلیت تعمیم نتایج با احتیاط را به شهرها یا استانهای متفاوت از نظر فرهنگی را باید در نظر گرفت. با در اختیار داشتن ابزاری استاندارد و معتبر، امکان انجام پژوهشهای گسترده در حوزه سلامت روان، مشاوره، مددکاری اجتماعی، و روانشناسی اجتماعی با تمرکز بر نگرش افراد به دریافت یا ارائه کمک فراهم شده است. همچنین این ابزار میتواند در طراحی مداخلات آموزشی و درمانی، سیاستگذاری اجتماعی و ارتقاء سواد سلامت روان عمومی نقش مؤثری ایفا کند. به این ترتیب، پژوهش حاضر نهتنها خلأ ابزار مناسب در این حوزه را مرتفع ساخته، بلکه زمینهساز توسعه دانش بومی در حیطه نگرش به کمک در ایران شده است.پیشنهاد میشود محققان بعدی این پرسشنامه را در استانهایی با شرایط فرهنگی متفاوت مورد ارزیابی قرار دهند.
[1]. Richards & Vigano
[2]. Fu et al
[3]. Van Der Vaart et al
[4]. Aluh et al
[5]. Lavertu & Rasmussen
[6]. Norris, Matthews, Riad
[7]. czyz
[8]. Ajzen
[9]. Bhatti
[10]. Lazaru
[11]. Neff
[12]. Hammarström, Korhonen, Blomqvist, & Hägglö, 2017
[13]. Batson
[14]. Eisenberg and Fabes
[15]. Hoffman
[16]. Carlo
[17]. Nobre
[18]. Carlo & Randall
[19]. Hammer & Spiker
[20]. joseph
[21]. Shiota, Keltner & John
[22]. Wang
[23]. Crocker & Canevello
[24]. Post
[25]. Sheldon & Cooper
[26]. Mehabrian, A. & Epstein
[27]. Novianty & Hadjam
[28]. Nandy
[29]. Bonabi
[30]. Waldmann
[31]. Schomerus,
[32]. Angermeyer
[33]. Ratnayake
[34]. Hyde
[35]. Mehta
[36]. Umubyeyi
[37]. Fox
[38]. Sun
[39] .Gray, s, nickel
[40]. Prosocial Tendencies Measure-Revised
[41]. altruistic prosocial behaviors
[42]. Compliant prosocial behaviors
[43]. emotional prosocial behaviors
[44]. public prosocial behaviors
