اعتباریابی پرسشنامۀ استقامت معنوی
Article data in English (انگلیسی)
- Bandura, A. (1982). Self-efficacy mechanism in human agency. American Psychologist, 37, 122-147.
- Bryant, A. N. (2007). Gender differences in spiritual development during the college years. Sex Roles, 56(11-12), 835-846.
- Bullinger, M., Alonso, J., Apolone, G., Leplège, A., Sullivan, M., Wood-Dauphinee, S., etal., Ware J. E. J. r. (1998). Translating health status questionnaires and evaluating their quality: the IQOLA Project approach. International Quality of Life Assessment. J Clin Epidemiol, 51(11), 913-923.
- Duckworth, A. L., Peterson, C., Matthews, M. D. & Kelly, D. R. (2007). Grit: Perseverance and passion for long-term goals. Journal of Personality and Social Psychology, 92(6), 1087-1101.
- Elkins, D. N. (1999). Spirtuality: its Whats missing in mental; p-heath. Psychology today, 34, 45-48.
- Högberg, B. (2024). Education systems and academic stress—A comparative perspective. British Educational Research Journal, 50(3), 1002-1021.
- Jayawickreme, E. & Blackie, L. E. R. (2014). Post-traumatic growth as positive personality change: Evidence, controversies and future directions. European Journal of Personality, 7, 312-331.
- McElroy-Heltzel, S. E., Van Tongeren, D. R., Gazaway, S., Ordaz, A., Davis, D. E., Hook, J. N., etal. (2018). The role of spiritual fortitude and positive religious coping in meaning in life and spiritual well-being following Hurricane Matthew. Journal of Psychology and Christianity, 37(1), 17-27.
- Mirza, A. A., Baarimah, H., Baig, M., Mirza, A. A., Halawani, M. A., Beyari, G. M., AlRaddadi, K. S., Alreefi, M. (2021). Academic and non-academic life stressors and their impact on psychological wellbeing of medical students. AIMS Public Health, 8(4), 563-580.
- Ogelman, H. G., Erol, A. (2015). Examination of the Predicting Effect of the Resiliency Levels of Parents on the Resiliency Levels of Preschool Children. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 186, 461-6.
- Pargament, K. I. (1997). The psychology of religion and coping: Theory, research, practice. Guilford Press
- Van Tongeren, D. R., Aten, J. D., McElroy, S., Davis, D. E., Shannonhouse, L., Davis, E. B. & Hook, J.N. (2019). Development and Validation of a Measure of Spiritual Fortitude. PsychologicalTrauma: Theory, Research, Practice, and Policy. Advance online publication, 11(6), 588-596.
- Zhang, H., Hook, J. N., Van Tongeren, D. R., Davis, D. E., McElroy-Heltzel, S. E., Davis, E. B. & Aten, J. D. (2022). The role of spiritual fortitude in meaning and mental health symptoms following a natural disaster. Psychology of Religion and Spirituality, 14(3), 406-415.
- Zhang, H., Hook, J. N., Van Tongeren, D. R., Davis, E. B., Aten, J. D., McElroy-Heltzel, S., Davis, D. E., et al., & Captari, L. E. (2021b). Spiritual fortitude: A systematic review of the literature and implications for COVID-19 coping. Spirituality in Clinical Practice, 8(4), 229-244.
اعتباريابي پرسشنامۀ استقامت معنوي
علي زهيري هاشمآبادي / دانشجوي دکتري روانشناسي پژوهشگاه حوزه و دانشگاه hshemabadi.a@gmil.com
حديث چراغيان/ استاديار گروه مشاوره دانشگاه فرهنگيان تهران cheraghian69@gmail.com
دريافت: 11/02/1404 ـ پذيرش: 02/07/1404
چکيده
استقامت معنوي يک ساختار نسبتاً جديد در تحقيقات روانشناختي با بينشهاي اميدوارکننده براي کمک به افراد براي عبور از چالشها در طول زندگي است که افراد را قادر ميسازد تا از طريق ارتباطات مقدس خود با خدا، ديگران و خودشان، مصيبتها را تحمل کنند و معناي رهاييبخشي از ناملايمات دريابند. هدف اصلي اين پژوهش هنجاريابي نسخۀ ترجمهشدۀ فارسي پرسشنامۀ استقامت معنوي ميباشد. پژوهش حاضر از نوع توصيفي ـ پيمايشي ميباشد. جامعۀ پژوهش شامل دانشجويان دانشگاه اصفهان ميباشد. نمونه در اين مطالعه 380 نفر از دانشجويان دانشگاه اصفهان ميباشد که بهصورت در دسترس به پرسشنامۀ استقامت معنوي (ونتونگرن و ديگران، 2019) پاسخ دادند. براي تجزيهوتحليل دادهها از ميانگين، انحراف معيار، همبستگي پيرسون، تحليل عاملي تأييدي و اکتشافي استفاده شد. ضريب پايايي آلفاي کرونباخ عاملها 82/0 بهدست آمد. علاوه بر اين، تحليل عاملي تأييدي و اکتشافي نشان داد اين پرسشنامه در اين نمونه مورد تأييد است؛ همچنين روايي محتوايي پرسشنامه توسط پنج متخصص تأييد شد. اين پژوهش نشان داد پرسشنامۀ استقامت معنوي ابزاري بسنده و کارآمد است. به نظر ميرسد استقامت معنوي ساختار مفيدي براي درک فرايند سازگاري و شکوفايي در ميان مصيبتها، رنجها و آسيبها باشد.
کليدواژهها: هنجاريابي، استقامت معنوي، دانشجويان.
مقدمه
معنويت از واژۀ لاتين اسپيريتوس (Spiritos) بهمعناي «نقش زندگي» يا «روشي براي بودن» و «تجربه کردن» است که با آگاهي يافتن از يک بعد غيرمادي به وجود ميآيد و ارزشهاي قابل تشخيص، آن را معين ميسازد. اين ارزشها به ديگران، خود، طبيعت و زندگي مربوطاند و به هر چيزي که فرد بهعنوان غايي قلمداد ميکند، اطلاق ميشوند (Elkins, 1999). بريانت (2007) معنويت را اينگونه تعريف نموده است:
فرايند جستوجوي اعتماد فردي، خلوص و کليت، رفتن به مرکزيت دروني (مانند تشخيص نگرانيهاي فراتر از خود)، توسعۀ ارتباط با خود و ديگران، بهدست آوردن معنا، هدف و جهت در زندگي، و باز بودن براي کشف رابطه با قدرت بالاتر که از وجود بشري و شناخت انسان فراتر ميرود.
به گفتۀ پارگامنت (1997) افراد از اين سيستم جهتگيري مذهبي و معنوي در هنگام موقعيتهاي نامطلوب استفاده ميکنند که نشاندهندۀ راههايي است که افراد از طريق آن به جهان مينگرند و با چالشها از طريق دريچۀ مذهبي برخورد ميکنند؛ به اين معنا که افراد براي يافتن معنا به معنويات خود روي ميآورند و يک حس منسجم از معني در ناملايمات مييابند. استقامت معنوي (spiritual fortitude) يکي از موضوعات مرتبط با برخورد با ناملايمات است که به توانايي فرد براي استفادۀ مداوم از منابع معنوي براي فراتر رفتن و تحمل احساسات منفي در مواجهه با عوامل استرسزا اشاره دارد (Van Tongeren & et al, 2019).
سه ديدگاه وجود دارد که استقامت معنوي را مشخص ميکند: اول، در مواجهه با ناملايمات، افراد داراي استقامت معنوي بالاتر اين حس قوي را خواهند داشت که ميتوانند براي رويارويي و غلبه بر چالشهاي فعلي خود از ايمان خود استفاده کنند (پايداري)؛ دوم، آنها را قادر به حفظ يکپارچگي خود براي زندگي بدون توجه به آنچه وجود دارد ميکند (سرمايۀ معنوي)؛ ثالثاً، آنها اين اطمينان را حفظ ميکنند که در نهايت قادر خواهند بود در مواجهه با ناملايمات حس تازهاي از معنا و هدف در زندگي داشته باشند (هدف رهاييبخش). اين سه ديدگاه ـ که پايداري معنوي، سرمايۀ معنوي و هدف رستگارانه نام دارند ـ گرد هم ميآيند تا حس استقامت معنوي را در مواجهه با ناملايمات القا کنند. استقامت معنوي يک حالت شخصيتي است که شامل تصميم و تعهد براي حفظ اين سه ديدگاه در مواجهه با ناملايمات است؛ درنتيجه، استقامت معنوي را ميتوان در طول زمان تقويت کرد. ديدن خود در مواجهه با شرايط بسيار سخت ميتواند اعتماد فرد را نسبت به ايمان، صداقت و توانايي او براي حرکت روبه جلو با هدفي تازه براي زندگي افزايش دهد (Van Tongeren & et al, 2019).
درحاليکه استقامت معنوي شبيه سازههاي ديگر مانند سخاوت (grit) و تابآوري (resilience) است، چند تفاوت کليدي وجود دارد که استقامت معنوي را متمايز ميکند و ارزش مطالعه را دارد. سخاوت معمولاً بهعنوان داشتن پشتکار براي رسيدن به اهداف بلندمدت حتي در هنگام مواجهه با سختيها تعريف ميشود (Duckworth, & et al, 2007). تفاوت استقامت معنوي از اين جهت که شامل توانايي نشان دادن استقامت حتي در غياب يک هدف يا نتيجه مطلوب خاص ميشود (Van Tongeren & et al, 2019). بهعنوان يک سازه، تابآوري شامل توانايي فرد براي بازيابي در ناملايمات و بازگشت به وضعيت عملکرد سابق است (Ogelman, 2015 &Erol). استقامت معنوي، درحاليکه مربوط به اين سازه است، بيشتر بر روي طرحواره شناختي زيربنايي که تابآوري را تسهيل ميکند تمرکز دارد و کمتر بر نتيجۀ پايداري متمرکز است (Van Tongeren & et al, 2019).
پژوهشهاي مختلفي در رابطه با استقامت معنوي انجام شده است. ژانگ و ديگران (2022) دريافتند که سطوح بالاتري از استقامت معنوي همبستگي منفي با علائم اضطراب، افسردگي و اختلال استرس پس از سانحه و با مقابله مذهبي مثبت همبستگي مثبت دارد. اين مطالعه همچنين نشان داد که معناي زندگي ممکن است مکانيسم مرکزي براي اينکه چگونه استقامت معنوي به تسهيل سلامت رواني بهتر کمک ميکند، باشد. همچنين استقامت معنوي رابطۀ آسيبزا بعد از دست دادن منابع مرتبط با فاجعه را تعديل ميکند. تحقيقات ديگر با تمرکز بر استقامت معنوي نشان داده است که در کمک به افراد براي مقابله با حوادث دشوار مانند طوفان متيو (McElroy-Heltzel & et al, 2018 ) و همهگيري کوويدـ19 مؤثر است (Zhang & et al, 2021b).
در قرآن کريم نيز مستقيماً به موضوع استقامت پرداخته شده است. آيهاي که مشخصاً به موضوع استقامت پرداخته استقامت را در زمينۀ عهد و پيمان مطرح کرده است: «فَمَا استَقـموا لَکُم فَاستَقيموا لَهُم» (توبه: 7)، و ساير آيات مربوط به استقامت در زمينۀ توحيد و ايمان به ربوبيت و الوهيت خدا و سير بهسوي او (استقامت در دين) است. در آيات ديگر ذکر بودن قرآن براي کساني مفيد دانسته شده است که ميخواهند اهل استقامت در حق باشند: «اِن هُوَ اِلاّ ذِکرٌ لِلعــلَمين لِمَنشاءَ مِنکُم اَنيستَقيم» (تکوير: 27) (طباطبائي، 1378، ج7، ص126). ساير آيات در يک تقسيم کلي يا فرمان استقامت داده يا از آثار استقامت سخن گفته است. در ميان دستهاي ديگر از آيات که آثار استقامت را در انديشه و حرکت توحيدي بيان ميکند، دو آيهاي که استقامت در اعتقاد به ربوبيت الهي را مطرح ميکند از شهرت بيشتري برخوردار است: «الَّذينَ قالوا رَبُّنَا اللهُ ثُمَّ استَقـموا» (فصلت: 30). کاربرد کلمۀ «ثُمَّ» براي زماني است که بايد در حال و آينده استقامت داشت و با استقامت از دنيا رفت. آيۀ ديگر نيز استقامت در راه حق، ايمان و اسلام را مطرح کرده است: «واَلَّوِ استَقـموا عَلَي الطَّريقَةِ» (فصلت: 30). شايد بتوان گفت با توجه به موارد کاربرد استقامت و صبر در قرآن، استقامت به معناي پافشاري و پايداري در اصل دين و ارزشهاي ديني و عدم انحراف از راه حق به بيراهههاي کفر و شرک و نفاق است که بيشتر بعد فکري و عقيدتي در آن لحاظ شده است، اما صبر به معناي شکيبايي در برابر سختيهاي اطاعت و دشواريهاي مصائب و عدم تمکين در برابر طغيان شهوات است که بيشتر در مقام عمل متصور است (طريحي، 1387، ص56).
بهطورکلي مطالعات و آيات قرآن نشان ميدهد که استقامت بهعنوان يک نوع مکانيسم مقابله مذهبي مثبت عمل ميکند که در آن دانشجويان ميتوانند از منابع معنوي در سه بعد استفاده کنند تا به آنها در هنگام مواجهه با ناملايمات کمک کند. استقامت معنوي فضا را براي اين واقعيت باز ميکند که افراد گاهي اوقات با عوامل استرسزا مواجه ميشوند که ممکن است براي مدت طولاني ادامه داشته باشند و در برخي موارد ممکن است هرگز برطرف نشوند (بهعنوان مثال، بيماري مزمن، برخورد با نژادپرستي، ناباروري). در چنين مواردي، مطالعۀ تابآوري ممکن است چندان منطقي به نظر نرسد، اما استقامت معنوي ممکن است دريچهاي مهم در توانايي فرد براي حفظ اعتمادبهنفس در توانايي خود براي مقاومت در برابر چالشهاي دلهرهآور، بهويژه چالشهايي که پايان مشخصي ندارد فراهم کند (Jayawickreme & Blackie, 2014). از طرف ديگر، مطابق با بسياري از رويکردهاي شناختي موج سوم، رنج ميتواند افراد را با محدوديتهاي انسانيشان روبهرو کند و به آنها بياموزد که با مقاومت کمتر رنج را تجربه کنند. درواقع، استقامت معنوي به افراد کمک ميکند تا در ازاي ديدگاهي که پذيراست و در جستوجوي کمک و منابع خارج از خود است، از ديدگاه متمرکز بر خود فراتر روند. هنگامي که مردم اين باور را حفظ ميکنند که منابع بالقوه نامحدودي در اختيار دارند، ميتوانند با احساس هدفمندي و صداقت در سطوح بالاتري از رنج مقاومت کنند. به همين ترتيب، استقامت معنوي بايد افراد را در موقعيتي نگه دارد که بهجاي کنارهگيري يا تلاش براي برآوردن نيازهاي خود، در اجتماع باقي بمانند و از حمايت اجتماعي استقبال کنند (Van Tongeren & et al, 2019). همچنين افراد از منابع مذهبي يا معنوي استفاده ميکنند تا تجربيات منفي را به روايتهاي رهاييبخشتر تبديل کنند، اما نظريهها، متغيرهاي روانشناختي کليدي را که اين فرايند را تسهيل ميکند، شناسايي نکردهاند. براي پر کردن اين شکاف، در اين پژوهش دادههايي ارائه ميشود که معياري براي ارزيابي اين سازه ايجاد ميشود.
روش پژوهش
اين مطالعه از نوع پژوهشهاي توصيفي ـ پيمايشي بود. جامعۀ پژوهش شامل کليۀ دانشجويان دانشگاه اصفهان که با روش نمونهگيري در دسترس انتخاب شد. در تحليل عاملي اکتشافي براي هر متغير مشاهدهپذير ۱۰ يا ۲۰ نمونه لازم است؛ همچنين حداقل ۳۰۰ نمونه توصيه شده است. برخي نيز عقيده دارند در تحليل عاملي تأييدي و مدل ساختاري، حداقل حجم نمونه بر اساس متغيرهاي پنهان تعيين ميشود نه متغيرهاي مشاهدهپذير؛ همچنين ۲۰ نمونه براي هر عامل (متغير پنهان) لازم است. بهطورکلي حداقل ۲۰۰ نمونه توصيه شده است (حبيبي و کلاهي، 1401). در اين پژوهش نيز، 380 نفر انتخاب شد. از بين اعضاي نمونة مورد مطالعه، 136 نفر مرد و 244 نفر زن هستند. کمسنترين فرد در اين نمونه، 18 سال و مسنترين فرد نمونه، 43 سال سن دارد. ميانگين سني افراد 33/27 سال با انحراف معيار 63/2 ميباشد.
در اين پژوهش از دانشجويان بهعنوان جامعۀ پژوهش استفاده شد؛ زيرا دانشجويان با عوامل استرسزاي تحصيلي يا غيرتحصيلي زيادي مواجه ميشوند (Högberg, 2024; Bullinger & et al, 1998). در اين راستا استقامت معنوي منابع معنوي کافي براي رويارويي و رشد در مواجهه با يک عامل استرسزا را شامل ميشود. همچنين استقامت معنوي ميتواند بهعنوان نوعي از خودکارآمدي (Bandura, 1982) و مهارتهاي مذهبي يا معنوي براي شکوفايي در شرايط سخت بهعنوان ميانجي به دانشجويان کمک کند؛ بهطوريکه چيزي بيش از يک باور ساده به تواناييهاي فرد است. بهعلاوه بيانگر عمق و ظرفيت معنوي براي مشارکت معنوي واقعي در سختيهاي زندگي دانشجويي است. بهعلاوه احتمالاً ساختاري چندوجهي است که نهتنها اعتماد به منابع فرد را شامل ميشود، بلکه عملکرد و مناسب بودن چنين منابع معنوي در دورههاي فشارزاي زندگي تحصيلي را شامل ميشود. دانشجوياني که استقامت معنوي بالايي دارند متوجه هستند که منابع لازم براي مقابله با چالشهاي حتي بسيار دلهرهآور را دارند؛ زيرا آنها قدرتي بسيار فراتر از منابعشان را دارند (Van Tongeren & et al, 2019).
ابزار مورد استفاده در اين پژوهش پرسشنامۀ استقامت معنوي (SF) ميباشد. استقامت معنوي با مقياس 9 مادهاي استقامت معنوي (Van Tongeren & et al, 2019) اندازهگيري شد. اين معيار شامل سه خردهمقياس است: پايداري معنوي بهمعناي توانايي غلبه بر مشکلات از طريق ايمان (ايمان من به من کمک ميکند تا بر کارهاي دشوار زندگي غلبه کنم)؛ سرمايۀ معنوي بهمعناي توانايي انجام کار بهصورت درست در هنگام سختيها (بهرغم مواجهه با سختيها به انجام کار درست ادامه ميدهم) و هدف رستگاريبخش بهمعناي يافتن معنا در سختيها (سختيها به من احساس هدفي تازه ميدهد) (Van Tongeren & et al, 2019). اين مقياس از شرکتکنندگان ميخواهد تا عبارات در مقياس هفتدرجهاي ليکرت از 1 (کاملاً نادرست از من) تا 7 (در مورد من کاملاً درست است) رتبهبندي کنند. تحقيقات شواهدي مبنيبر سازگاري دروني با آلفاي کرونباخ را در محدودۀ 84/0 تا 86/0 نشان داده است و اعتبار همگرا را با سازههايي مانند تابآوري نشان داده است و آلفاي کرونباخ 783/0 محاسبه شده است (Van Tongeren & et al, 2019).
براي ترجمه از پروتکل استاندارد (Quality Of Life Assessment) استفاده شد (Bullinger & et al, 1998) که شامل مراحل ترجمه، سنجش کيفيت ترجمه، ترجمه روبه عقب، مقايسۀ نسخۀ انگليسي با نسخۀ فارسي بود. ابتدا از طريق ايميل پرسشنامۀ اصلي از طراحان اولية پرسشنامه درخواست شد و اجازۀ ترجمۀ ابزار گرفته شد. در ترجمۀ پرسشنامه توسط دو متخصص زبان انگليسي فارسي زبان و بدون اطلاع از يکديگر، به فارسي ترجمه شد؛ سپس براي نمرهدهي دو ترجمة هريک از آيتمهاي ابزار، طيف ليکرتي 5 قسمتي کاملاً موافقم (5 امتياز)، موافقم (4 امتياز)، نظري ندارم (3 امتياز)، مخالفم (2 امتياز) و کاملاً مخالفم (1 امتياز) در نظر گرفته شد.
با انتخاب آيتمهاي داراي بيشترين امتياز به يک نسخه تبديل شد. مرحلۀ دوم، ترجمۀ برگشتي بود؛ يعني ترجمۀ فارسي بهوسيلۀ دو فرد مسلط به زبان اصلي بدون اطلاع از همديگر و بدون اطلاع از نسخۀ اصلي، تبديل به انگليسي شد؛ سپس دو نسخه کنار هم قرار گرفتند و با هم تطبيق داده شد و کيفيت ترجمه از نظر دستور زبان و لغات مبهم اصلاح و بهترين کلمات انتخاب شد تا به يک نسخه تبديل شود.
مرحلۀ سوم، مرور و بررسي ترجمۀ نهايي در يک جلسة بحث گروهي متمرکز با مشورت متخصصان ـ افرادي که در زمينۀ ابزارسازي و بوميسازي آن تبحر کافي داشتند و همچنين آشنا به مقولۀ استقامت معنوي بودند ـ ازجمله متخصص روانشناسي باليني (2 نفر)، متخصص مشاوره (1 نفر)، متخصص ديني (3 نفر) ـ که در زمينۀ استقامت معنوي تبحر داشتند براي درک بهتر و متناسب با پرسشنامۀ اصلي انجام شد؛ سپس روايي و پايايي ابزار سنجش استقامت معنوي محاسبه گرديد.
در اين راستا براي تجزيهوتحليل دادهها شاخصهاي توصيفي (ميانگين و انحراف معيار)، همبستگي پيرسون، تحليل عاملي اکتشافي براي شناسايي عوامل زيربنايي و بنيادي نيمرخ و تحليل عاملي تأييدي براي برازندگي عوامل استفاده شده است. جهت انجام تجزيهوتحليلهاي آماري از نرمافزار آماري اس. پي. اس. اس. (ُspss) نسخۀ 16 و نرمافزار ليزرل نسخۀ 20 استفاده گرديده است. همانطور که قبلاً گفته شد در زمينۀ روايي محتوايي اين نيمرخ توسط پنج متخصص فوقالذکر تأييد شده است و بوميسازي آن متناسب با فرهنگ و واژههاي اسلامي يا مشورت ايشان در مراحل ذکرشده انجام و مورد تأييد قرار گرفت.
يافتههاي پژوهش
براي تحليل دادهها از نرمافزار اس. پي. اس. 16و ليزرل استفاده شد. تحليل دادهها شامل برآورد آمارههاي توصيفي و گويههاي مقياس، تحليل عاملي اکتشافي، تحليل عاملي تأييدي و همبستگي پيرسون بر روي مؤلفههاي بهدستآمده ميباشد، و در نهايت همساني دروني مقياس بهوسيلۀ ضريب آلفاي کرانباخ مورد بررسي قرار ميگيرد. در ادامه به بررسي ميانگين و انحراف معيار استقامت معنوي پرداخته شده و نتايج آن در جدول (1) نشان داده شده است.
جدول 1: ميانگين و انحراف معيار زيرمقياسهاي پژوهش
عامل کل
ميانگين انحراف معيار
پايداري معنوي 95/7 48/1
سرمايۀ معنوي 99/7 35/1
هدف رستگاريبخش 23/7 58/1
روايي سازه
براي تعيين روايي سازه روشهاي گوناگوني وجود دارد که يکي از آنها روش تحليل عاملي است. تحليل عاملي، اصطلاحي است که براي رواسازي و توسعۀ ابزارهاي روانسنجي، تحليل دادهها بهمنظور کشف سازههاي جديد و کمک به تدوين تئوري تحليل محتوا و مواد مصاحبهها، سبکهاي مديريتي، علايق شغلي و... بهکار ميرود (هومن، 1384).
در اين پژوهش براي مناسب بودن دادههاي جمعآوريشده براي تحليل عاملي از دو آزمون مقدماتي استفاده شد. آزمون کفايت نمونهبرداري (kMO) برابر 74/0 برآورد شد. آزمون کرويت بارلت در سطح کمتر از 01/0 معنادار شد (BTS= 2532/408) و نشان داد فرض کرويت رد شده است و همبستگي دادهها صفر نيست؛ لذا ماتريس همبستگي از کفايت لازم براي تحليل عاملي برخوردار بود (01/0p<).
بهمنظور بررسي روايي سازه از تحليل عامل اکتشافي و روش مؤلفههاي اصلي، با استفاده از چرخش متعامد از نوع واريماکس استفاده شد. علت استفاده از اين روش در پژوهش حاضر آن است که چرخش واريماکس عواملي را توليد ميکند که با مجموعۀ کوچکتري از متغيرها همبستگي قوي و با مجموعۀ ديگري از متغيرها همبستگي ضعيف دارند و واريانس مجذور بارهاي عاملي هر ستون را بيشينه و تعداد متغيرهايي را که بارهاي قوي در يک عامل دارند کمينه ميکند (هومن، 1381).
در جدول (2) مقدار ويژه، درصد واريانس و درصد تجمعي عاملها پيش از چرخش و پس از چرخش آورده شده است. اين چرخش براي بالانس درصد واريانسها بين عاملها بهصورت متوازن ميباشد و پس از چرخش عاملهاي ضعيفتر بهصورت قويتر نمرات را تبيين ميکند.
جدول 2: واريانس کل تبيينشده در نمونۀ مورد مطالعه
عامل پيش از چرخش پس از چرخش
مقدار ويژه درصد واريانس درصد تجمعي مقدار ويژه درصد واريانس درصد تجمعي
1 52/5 17/14 17/14 63/13 32/25 32/25
2 17/4 69/10 86/24 78/12 14/15 46/40
3 20/2 65/5 51/30 39/12 14/26 6/66
با توجه به جدول (2) ميتوان گفت 3 عامل 67 درصد واريانس کل سؤالها را تببين ميکند. اين مقدار، مقدار مطلوبي ميباشد. عامل اول بهتنهايي 32/25 درصد کل واريانس سؤالها را تببين ميکند، عامل دوم 14/15 درصد از واريانس و عامل سوم 14/26 درصد از واريانس سؤالات را تبيين ميکند. در جدول (5) بارهاي عاملي سؤالهاي روي عاملها نشان داده شده است.
جدول 3: بارهاي عاملي سؤالها روي عاملها (تحليل عاملي اکتشافي عاملها)
عامل شمارۀ سؤال عاملها
1 2 3
پايداري معنوي 1
2
3 52/0
40/0
57/0 13/0
14/0-
15/0 01/0
06/0
11/0-
سرمايۀ معنوي 4
5
6 09/0
01/0
21/0- 72/0
50/0
45/0 03/0
13/0-
01/0
هدف رستگاريبخش 7
8
9 17/0
01/0-
19/0- 18/0
10/0
09/0- 78/0
40/0
45/0
با توجه به جدول (3) سؤالات بيشترين بار عاملي خود را روي عامل مربوط به خود بارگذاري ميکنند. برخي سؤالها بر روي عوامل ديگر هم بارگذاري کردهاند، اما اين مقدار در مقايسه با بار عاملي مربوط به عامل آنچنان نيست که گفته شود سؤالي بر روي دو عامل لود شده است. با توجه به جدول (2) ميتوان بيان داشت که تمام زيرمقياسها با عامل مرتبط به خود بار عاملي مناسبي را نشان دادهاند. تمام مقادير نشان داده شده در شکل در سطح 05/0>P معنيدار ميباشد. شاخصهاي برازندگي عبارت از 91/0=GFI، 92/0=AGFI 91/0=TLI، 90/0=IFI، 91/0=CFI و 04/0RMSEA= ميباشد. تمام اين شاخصها در سطح مطلوب و خوبي قرار دارند. اين مدل با مقدار خي اسکاي 31/4 در سطح 05/0<P معنيدار نميباشد. در ادامه ضرايب همبستگي بين عاملها با يکديگر آورده شده است. اين ضرايب در جدول (4) نشان داده شده است. ضرايبي که در سطح 05/0>P معنادار است با يک ستاره و ضرايبي که در سطح 01/0>P معنادار ميباشند با دو ستاره نشان داده شده است. ضرايبي همبستگي که معنادار نميباشند نيز بدون علامت ميباشند.
جدول 4: همبستگي دروني پرسشنامۀ استقامت معنوي
عامل 1 2 3
1 00/1
2 *55/0 00/1
3 **40/0 **38/0 00/1
همبستگي نسبتاً کم عاملهاي دروني پرسشنامۀ استقامت معنوي با يکديگر نشان ميدهد که عاملها نسبتاً مستقل از يکديگر هستند (جدول 4). همبستگي نسبتاً ضعيف عاملها از يکديگر نشان ميدهد که اين عاملها از استقلال موضعي خوبي برخوردار هستند. بيشترين همبستگي را عامل اول با عامل دوم (55/0) دارد.
همساني دروني
در جدول (5) ضرايب آلفاي کرونباخ براي بررسي پايايي زيرمقياسهاي مورد مطالعه آورده شده است.
جدول 5: پايايي زيرمقياسهاي پرسشنامه
عامل ـ زيرمقياس پايايي
پايداري معنوي 89/0
سرمايۀ معنوي 81/0
هدف رستگاريبخش 76/0
کل 82
پايايي مقياس ابعاد استقامت معنوي در جدول (3) ملاحظه ميشود. تمام ضرايب پايايي آلفاي کرونباخ عاملها در سطح خوب و مطلوبي قرار دارند.
بحث و نتيجهگيري
هدف مطالعۀ حاضر هنجاريابي مقياس استقامت معنوي بود. در مطالعهاي که توسط ونتونگرن و ديگران (2019) صورت گرفته است، نتايج اين پژوهشها نشان داده است که اين نيمرخ از روايي و پايايي مناسبي برخوردار است. نتايج بهدستآمده از پژوهش حاضر نشان داد ضرايب آلفاي کرونباخ براي مؤلفههاي پرسشنامۀ استقامت معنوي 82/0 ميباشد که مقدار مطلوبي ميباشد. در اين ميان مؤلفههاي پايداري معنوي (89/0)، سرمايۀ معنوي (81/0)، هدف رستگاريبخش (76/0) به ترتيب داراي مناسبترين پايايي هستند. در پژوهش ونتونگرن و ديگران (2019) نيز به ترتيب 96/0، 78/0 و 79/0 بهدست آمد که همسو با پژوهش حاضر ميباشد. در اين پژوهش پايينترين ضريب آلفاي کرونباخ مربوط به مؤلفۀ هدف رستگاريبخش ميباشد. در تبيين اين يافته ميتوان گفت احتمالاً به دليل پايين بودن همبستگي اين مقياس با مقياسهاي ديگر باشد؛ زيرا همبستگي بالا بين يک مؤلفه با ساير مؤلفهها باعث کاهش ضرايب پايايي برخي از آنها ميشود. در اين راستا ميتوان نتيجه گرفت برخي از گويههاي اين مقياس احتمالاً همان چيزي را ميسنجند که گويههاي ساير مؤلفهها مورد اندازهگيري قرار ميدهند.
نتايج آزمون همبستگي اين نيمرخ نيز از يافته فوق حمايت ميکند؛ زيرا نشانگر همبستگي در سطح متوسط براي ارتباط بين مؤلفههاست. بر اين اساس ميتوان نتيجه گرفت عاملها زيرمجموعه يک عامل بوده و درعينحال نسبتاً مستقل از يکديگر هستند (جدول 4). با توجه به جدول (4) بيشترين همبستگي را عامل اول با عامل دوم (55/0) دارد.
در بررسي روايي اين نيمرخ، نتايج تحليل عاملي اکتشافي حاکي از اين بود که آزمون داراي عوامل و سازههاي مورد نظر سازندگان آن است. درحقيقت، نتايج تحليل عاملي نشان داد بارهاي عاملي سؤالهاي آزمون براي همان عوامل بالا ميباشد؛ بنابراين روايي سازۀ آزمون تأييد شد. بهعبارتديگر، اين آزمون داراي 3 عامل اصلي پيشنهادي توسط مدل نظري ميباشد. در تبيين اين يافته ميتوان گفت احتمالاً به دليل همبستگي کم بين زيرمقياسهاي اين نيمرخ ميباشد. بنابراين ميتوان نتيجه گرفت اين آزمون بهخوبي توانسته است مدل 3 عاملي که دربرگيرندۀ مؤلفههاي پايداري معنوي، سرمايۀ معنوي و هدف رستگاريبخش است را عملياتي سازد. نتايج تحليل عاملي تأييدي نيز حاکي از برازش مدل طراحيشده با دادههاي پژوهش بود. بر اين اساس ميزان شاخصهاي برازش مدل در حد مطلوبي قرار داشت و مدل مورد نظر مورد تأييد واقع شد. علاوه بر موارد ذکرشده در زمينۀ روايي اين نيمرخ، روايي محتوايي اين آزمون توسط پنج تن از متخصصان مورد تأييد قرار گرفت. در مجموع، يافتههاي اين مطالعه حاکي از روايي آزمون مورد بحث بوده و آزمون فوق ابزار مناسبي است.
به لحاظ کاربردي، استقامت معنوي ممکن است يک ديدگاه جديد براي درک اينکه چگونه افراد ميتوانند شخصيت خود را از طريق ناملايمات توسعه دهند ارائه دهد. بااينحال، مطالعات بيشتري براي ايجاد روابط پايه بين استقامت معنوي و توسعۀ فضيلتهاي شخصيتي در جمعيتهايي که با ناملايمات دستوپنجه نرم ميکنند مورد نياز است؛ به اين معنا که افراد با درجۀ قوي از استقامت معنوي ممکن است در پي مصيبت و رنج، نتايج مثبت بيشتري را تجربه کنند. استقامت معنوي همچنين ممکن است به رشد و محافظت از فضيلتهاي فرد کمک کند که مقابلۀ سازنده را تقويت ميکند. پرورش فضايل مشابه ممکن است به محافظت از افراد در برابر اثرات منفي استرس و رنج کمک کند.
در نهايت، استقامت معنوي ممکن است اقدامات درست را براي منافع بيشتر و نه منفعت شخصي عليرغم ناملايمات ترويج دهد. بااينحال، وقتي کسي از منابع معنوي خود براي تحمل در برابر ناملايمات استفاده ميکند، براي رسيدن به نتايج عاليتر تلاش ميکند و ميتواند هدف يا معناي رستگاري را در ناملايمات خود ببيند و قادر به ارتقاي بهزيستي ديگران باشد.
اين پژوهش مانند هر پژوهش ديگر محدوديتهايي دارد، ازجمله محدوديت در روايي بيروني ميباشد؛ بهطوريکه جامعۀ پژوهش حاضر را دانشجويان دانشگاه اصفهان تشکيل ميدهد و از روش نمونهگيري در دسترس استفاده شد؛ لذا در پژوهشهاي آتي پيشنهاد ميشود از روش نمونه گيري تصادفي و همچنين از نمونۀ گستردهتري استفاده شود تا امکان تعميم نتايج فراهم شود. بهعلاوه بهصورت مطالعات بينفرهنگي اجرا شود تا امکان مقايسۀ اين نيمرخ در نمونۀ ايراني با جوامع و اديان ديگر فراهم شود. اگرچه مقياس ما قابل اعتماد و معتبر بود، اما ما فقط به نمونههايي از دانشجويان که ممکن است در دورههاي استرس بوده يا نبودهاند تکيه کرديم. پژوهشهاي آينده ميتواند بهطور خاص افرادي را مورد مطالعه قرار دهد که دورههاي سخت، شديد يا طولاني مدت استرس را تجربه کرده باشند، مانند بازماندگان فاجعه يا بيماريهاي خاص. بهطور مشابه، تحقيقات ديگر ميتواند ارتباط بين استقامت معنوي و خودکارآمدي، ازجمله اعتبار پيشبيني بالقوه استقامت معنوي بر خودکارآمدي را بررسي کند. بررسي اينکه چگونه استقامت معنوي با رشد پس از سانحه مرتبط است نيز ممکن است يک تلاش مثمر ثمر باشد. پيشنهاد ميشود پژوهشهاي آزمايشي مانند فعالسازي شناختي مفاهيم مرتبط با استقامت معنوي، براي تعيين اثرات علّي بر پيامدهاي روانشناختي اجرا شود. علاوه بر اين، طرحهاي طولي که به بررسي استقامت معنوي قبل و بعد از مصيبت ميپردازند، ميتوانند نشان دهند که استقامت معنوي ويژگياي است که افراد در ناملايمات از آن استفاده ميکنند يا فضيلتي است که از طريق تجربيات ناملايمات ايجاد ميشود. همچنين استقامت معنوي به لحاظ کاربردي در مواقعي که مشکلات در زندگي بهراحتي حل نميشوند، ممکن است منبعي باشد که افراد ميتوانند از آن استفاده کنند تا به آنها کمک شود در ميان رنجها با اميدواري به زندگي خود ادامه دهند و در زندگي پيشرفت کنند. علاوه بر اين، استقامت معنوي ممکن است روش جديدي باشد که در آن دين و معنويت در فرايندهاي روانشناختي کارکرد ارزشمندي را ايفا ميکند.
- قرآن کریم.
- حبیبی، آرش و کلاهی، بهاره (۱۴۰۱). مدلیابی معادلات ساختاری و تحلیل عاملی. تهران: جهاد دانشگاهی.
- طباطبائی، سیدمحمدحسین (1378). المیزان فی تفسیر القرآن. ترجمۀ سیدمحمدباقر موسویهمدانی: قم: بنیاد علمی فکری علامه طباطبائی.
- طریحی، فخرالدین (1387). مجمع البحرین. قم: دفتر نشر فرهنگ اسلامی.
- هومن، حیدرعلی (1381). تحلیل دادههای چندمتغیری در پژوهش رفتاری. تهران: پارسا.
- هومن، حیدرعلی (1384). مدلیابی معادلات ساختاری با کاربرد نرمافزار لیزرل. تهران: سمت.
