ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در دانش‌آموزان دختر پایه سوم دبیرستان‌های تهران

نشریه علمی آموزش و ارزشیابی (فصلنامه)

مقاله 5، دوره 9، شماره 35، آذر 1395، صفحه 105-124   

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

مژگان حسنی¹؛ محمدعلی نادی^{* 2}

¹دانشجوی دکترای روانشناسی‌تربیتی، واحد اصفهان، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان(خوراسگان)، ایران

²دانشیار گروه علوم تربیتی، دانشکده علوم‌تربیتی و روانشناسی، واحد اصفهان، دانشگاه آزاد اسلامی، اصفهان (خوراسگان)، ایران

چکیده

هدف پژوهش حاضر بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی (پایایی و روایی) و هنجاریابی مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در نمونه‌ای متشکل از 401 دانش‌آموز دختر پایه سوم دبیرستان‌های دولتی تهران در سال تحصیلی 1394-1393 با روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چند مرحله‌ای براساس فرمول تعیین حجم نمونه کوهن و همکاران(2001) انجام شده است. جهت بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی از ضریب آلفای کرونباخ، روایی همزمان(مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس) و روایی سازه استفاده شد و پایایی مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین با استفاده از ضرایب آلفای کرونباخ، گاتمن و اسپیرمن-براون به ترتیب برای عواطف مثبت 84/0، 7/0، 8/0 و عواطف منفی 78/0، 65/0، 74/0 بدست آمد. هم‌چنین روایی همزمان آزمون(همبستگی با مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس) برای عواطف مثبت و منفی به ترتیب 87/0و 83/0 محاسبه شد و نتایج تحلیل عاملی نشان داد که این مقیاس دارای دو عامل با شاخص‌های برازش مطلوب است. بنابراین مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است و می‌توان آن را به عنوان یک ابزار تشخیصی مناسب به کار برد.

کلیدواژه‌ها

ویژگی‌های روان‌سنجی؛ تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین؛ دانش‌آموزان دخترسوم دبیرستان

اصل مقاله

مقدمه

همانطور که در اغلب متون تأکید شده است هدف نهایی روانشناسی بهبود کیفیت زندگی افراد از طریق تعیین فرایند و سازوکار ذهن و رفتارهای آن‌هاست(استرنبرگ^[1]، 2001). اگرچه خطوط پژوهشی متفاوت و متعددی در محدوده علم روانشناسی وجود دارد ولی هدف اساسی در هر یک از مسیر های پژوهشی مشابه بوده و به منظور ارتقای بهزیستی^[2] افراد است. در چند دهه اخیر با توجه به ظهور روانشناسی مثبت گروه کثیری از محققان از زوایای متفاوتی دیدگاه های نظری خود را درباره بهزیستی مطرح کرده‌اند. داینر و همکاران^[3](2010) سطوح عاطفی، شناختی و ذهنی بهزیستی را از یکدیگر متمایز می‌دانند و بهزیستی را شامل چهار سطح عاطفی (عواطف مثبت و منفی) شناختی (شکوفایی در زندگی^[4]) و ذهنی (رضایت از زندگی) می دانند و معتقدند که برای سنجش بهزیستی حداقل باید دو سطح بهزیستی مورد سنجش قرار گیرد. وجه شناختی بهزیستی شامل اخلاقیاتی است که منجر به احساس خوشبختی و سعادت در زندگی است و با جنبه‌های مختلفی مانند اعتماد به نفس، خوشبینی، هدفمندی، روابط اجتماعی ارتباط دارد. جنبه ذهنی بهزیستی شامل ارزیابی ذهنی آگاهانه فرد از شرایط شخصی زندگی‌اش با توجه به معیارهای ذهنی هر فرد است و جنبه عاطفی و هیجانی بهزیستی شامل سطح تجارب هیجانی مثبت و منفی افراد است. متعارف‌ترین ابعاد توصیف کننده تجارب عاطفی، عواطف مثبت و منفی هستند(واتسون^[5]وتلگن^[6]، 1988). عواطف مثبت بیانگر سطحی از مشغولیت خوشایند^[7] است که طیفی گسترده از هیجآن‌های مثبت مانند خوشحالی، ذوق زندگی، شادی، لذت و مانند اینها را شامل می‌شود و در مقابل عواطف منفی در بر دارنده سطحی از مشغولیت غیرخوشایند است که طیفی از هیجان منفی مانند عصبانیت، ترس، غم و خشم را در بر دارد. این گونه به نظر می‌رسد که افرادی که عواطف مثبت زیادی را تجربه می‌کنند باید عواطف منفی نسبتاً کمتری را تجربه کنند و اشخاصی که عواطف منفی زیادی را تجربه می‌کنند، باید عواطف مثبت اندکی داشته باشند. اما در حقیقت، شواهد زیادی در دست است که نشان می‌دهد عواطف مثبت و منفی هیچ ارتباطی با یکدیگر ندارند و دو روی یک سکه نیستند. این دو بعد خلق، از یکدیگر جدا هستند و روابط آن‌ها با متغیر های دیگر، دارای الگوهای متفاوتی است. نتایج مطالعات مختلف از استقلال مفهومی وجوه دوگانه عواطف مثبت و منفی به طور تجربی حمایت کردند (تامپسون^[8]، 2007) و دلیل این امر آن است که عامل مولد عواطف مثبت، رویدادها و تجارب خوشایند است در حالی که عواطف منفی به واسطه رویدادها یا تجارب ناخوشایند ایجاد می‌شود (آیزنک^[9]، 1996. ( عواطف یکی از جنبه های رفتار انسان است که نقش مهمی در زندگی انسان‌ها دارد. بدون عواطف، زندگی بشر تقریبا خسته کننده و بی معنی می‌شود. انسان از طریق همین عواطف است که دنیا را پر از معنی و سرشار از احساسات در می یابد(هریس^[10]، 2001). بنابراین ویژگی‌ها و تغیرات عواطف، بخش اساسی از نظام پویای شخصیت آدمی است. ویژگی‌ها و تغیرات عواطف، چگونگی برقراری ارتباط عاطفی و درک و تفسیر عواطف دیگران، نقش مهمی در رشد، سازمان شخصیت، تحول اخلاقی، روابط اجتماعی، شکل گیری هویت و مفهوم خود دارد(لطف آبادی، 1380). پژوهش ها نشان می‌دهد که تجربه هیجانات مثبت و منفی نقش تأثیر گذاری بر بهزیستی(داینر و همکاران، 2009) واحساس خودکارآمدی و رضایت از زندگی و سازگاری و خوش بینی(کاردماس^[11]، کافتسیوس^[12]و سایدریدس^[13]، 2007) وهمچنین رابطه معنی‌داری با عزت نفس و روابط بین فردی و رضایت شغلی(وایت^[14]و ریچاردسون^[15]، 2004)دارد. تجربه عواطف و احساسات مثبت پیامدهای تحصیلی و اجتماعی مثبتی را در دانش‌آموزان پیش‌بینی می‌کند (ایزنبرگ^[16] و همکاران، 2000). هان[17]، جاردن[18] و اسچوفیلد[19](2014) با اجرای مقیاس شکوفایی بر 1009 دانش‌آموزان 18 سال به بالای نیوزلندی روایی و پایای این مقیاس را مورد بررسی قرار دادند و روایی همزمان آن را با مقیاس عواطف مثبت و منفی اسپین به ترتیب 66/0- و 67/0گزارش کردند. همچنین نتایج مطالعات داینر و همکاران بر روی دانش‌آموزان 16 سال به بالای ایلینویز (2010) همبستگی مقیاس شکوفایی را با مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس و اسپین را بین 78/0 تا 73/0 گزارش کرده است، همچنین نتایج نشان داده است که بین فراوانی رویدادهای مثبت روزانه و عواطف مثبت، رابطه معنی‌داری وجود دارد. با توجه به جدید بودن حوزه روانشناسی مثبت و بهزیستی عمدتاً مقیاس‌های متفاوتی برای سنجش عواطف وجود ندارد. یکی از مقیاس‌های رایج در زمینه سنجش عواطف مثبت و منفی مقیاس پاناس(1988) است که پایای و روایی آن را ابوالقاسمی(1383) بررسی نموده است که علاوه بر قدیمی بودن، فقط قادر به بررسی عواطف مثبت و منفی است. با توجه به رشد روز افزون مطالعات در حوزه روانشناسی مثبت در جهان و وجود سابقه اندک آن در کشور هدف اصلی این پژوهش بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی (پایایی و روایی و هنجاریابی) یک مقیاس جدید و مبتنی بر نظریا ت قوی بهزیستی است زیرا داینر و همکاران (2010) معتقدند عواطف مثبت و منفی جنبه هیجانی بهزیستی (شناختی، ذهنی، هیجانی) را شامل می‌شود، همچنین این مقیاس علاوه بر سنجش تجارب عاطفی مثبت و منفی، قادر به نمره گذاری در زمینه تعادل عاطفی نیز می‌باشد. مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در سال 2010 توسط داینر وهمکاران براساس نظریه بهزیستی در دانشگاه ایلینویز طراحی و رواسازی شده است که در زمانی کوتاه با 12 گویه به سنجش تجارب عاطفی مثبت و منفی و تعادل عاطفی می پردازد. با توجه به نقش تأثیرگذار مدارس بر رشد مهارت های عاطفی دانش‌آموزان و اهمیت شناخت و فراگیری این مهارت‌ها در افزایش توانمندی دانش‌آموزان در سازگاری موثرتر با خود و محیط و موفقیت تحصیلی که به شکلی معنادار با میزان بالای شایستگی عاطفی دانش‌آموزان در ارتباط است و همچنین حساسیت ویژه دوره نوجوانی و تأثیرات پایدار این دوره بر شکل‌گیری شخصیت نوجوان، و تأثیر برنامه‌های پیشگیری مبتنی بر یادگیری هیجانی و اجتماعی که توانسته است منجر به تغییرات ارزشمند و مثبت در سطح مدارس گردد(حدادی‌کوهسار، 1386). ضرورت توجه و آموزش سواد عاطفی در دوره دبیرستان روشن می‌گردد. از آنجا که سازه های روانشناسی تحت تأثیر مکانیسم بنابراین به منظور های شناختی قرار میگیرد، با توجه به پیشنهاد داینر(2010) بر اجرای مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در سنین بالاتر(البته این مقاس از سنین 12 سال به بالا قابل اجراست) و همچنین محدودیت ورود به مقطع پیش دانشگاهی، از میان سایر دوره های دبیرستان، سال سوم دوره متوسطه به دلیل نزدیک تر بودن به نمونه های پژوهش داینر و همکاران(2010) و پژوهش هان، جاردن و اسچوفیلد (2014) به عنوان جامعه آماری در نظر گرفته شد. به منظور راهنمایی و هدایت افراد به ویژه دانش‌آموزان در زمینه بهزیستی، با توجه به حساسیت هیجانی و شناختی این دوره، این پژوهش با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی (پایایی و روایی و هنجاریابی) مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در دانش‌آموزان دختر پایه سوم دبیرستان‌های تهران به اجرا در آمد.

 

روش، جامعه و نمونه آماری

این پژوهش پیمایشی و از نوع مطالعات روان‌سنجی بود. جامعه آماری پژوهش، شامل کلیه دانش‌آموزان دختر پایه سوم دبیرستان‌های دولتی شهر تهران در سال 1394-1393 بود که شامل 31307 نفر بودند. نمونه آماری پژوهش براساس فرمول تعیین حجم نمونه کوهن، مانیون و موریسون[20](2001) برحسب خطای 05/0 به دست آمد که با یافته‌های جدول کرجسی و مورگان[21](1971) نیز مقایسه شد(به نقل از حسن زاده، 1392). سپس 410 آزمودنی از طریق روش نمونه‌گیری خوشه‌ای چند مرحله‌ای انتخاب شدند. به این صورت که در مرحله اول برای انتخاب نمونه مناسب از نواحی 18 گانه آموزش و پرورش شهر تهران به چهار قطب( شمال، جنوب، شرق وغرب) تقسیم شدند(جهت تحت پوشش قرار دادن تمام مناطق). سپس با استفاده از روش نمونه‌گیری تصادفی از هر قطب 2 ناحیه به تصادف انتخاب شدند و در مرحله بعد از هر ناحیه 1 مدرسه به تصادف انتخاب شد و پس از اخذ مجوز از آموزش و پرورش هر ناحیه برای ورود به مدارس و با همکاری مدیران مدارس در هر مدرسه مقیاس‌ها بر روی تمامی دانش‌آموزان پایه سوم به صورت گروهی در هر کلاس اجرا شد. قبل از اجرای مقیاس‌ها، هدف از پژوهش، برخی از مسایل اخلاقی مانند رضایت آگاهانه، محرمانه بودن اطلاعات و مشارکت داوطلبانه برای دانش‌آموزان توضیح داده شد و در ضمن از آن‌ها خواسته شد چنانچه هنگام تکمیل مقیاس‌ها با سؤال یا ابهامی روبرو شدند از پرسشگر کمک بگیرند. در نهایت 408 پرسشنامه از 410 پرسشنامه ای که در بین پاسخ دهندگان توزیع شد بازگشت داده شد و 7 پرسشنامه به دلیل مخدوش بودن کنار گذاشته شد و در انتها 401 پرسشنامه مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت. بنابراین نرخ پاسخگویی در این پژوهش 98 درصد بود. به منظور مکفی بودن حجم نمونه آماره کایزر، مایر و اولکین[22] نیز با روش تحلیل عاملی اکتشافی نیز بررسی شد که این آماره 909/0 به دست آمد و به دلیل نزدیکی این مقدار به 1، حجم در نظر گرفته شده مکفی تشخیص داده شد. پاسخ به این ابزارها(مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین و مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس) حدود 15 دقیقه به طول انجامید. ترکیب سنی پاسخ دهندگان از 15 تا 18 سال متغیر بود. همچنین میانگین سنی آن‌ها 75/16 و انحراف معیار آن‌ها 668/0 محاسبه شد.

 

ابزار

ابتدا آزمودنی‌ها یک فرم اطلاعات شخصی که شامل سؤالاتی در مورد رشته تحصیلی(ریاضی و فیزیک، علوم تجربی و علوم انسانی)، تعداد فرزندان، وضعیت خانواده(حضور همزمان هر دو والد، فوت یکی از والدین، طلاق والدین)، معدل، میزان درآمد ماهیانه خانواده و تحصیلات پدر و مادر بود را کامل کردند و سپس از ابزارهای زیر استفاده شد.      

 

مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین[23]

این مقیاس برای اولین بار توسط داینر و همکاران (2010) تدوین و اعتباریابی شده است و شامل 12 گویه که 6 گویه برای سنجش احساسات مثبت (1، 3، 5، 7، 10، 12) و 6 گویه برای سنجش احساسات منفی(2، 4، 6، 8، 9، 11) به صورت متناظر با طیف 5 درجه‌ای لیکرت(1=هرگز، 2= بندرت، 3=گاهی اوقات، 4= اکثراٌ و 5= همیشه) می‌باشد. از آزمودنی خواسته می‌شود با توجه به تجارب عاطفی خود در چهار هفته گذشته به گویه‌ها پاسخ دهد. دامنه نمرات از 30 تا 6 برای هر قسمت می‌باشد یعنی هر فرد در این مقیاس دو نمره کسب می‌کند، یک نمره برای عواطف مثبت و دیگری برای عواطف منفی. نمرات بالاتر(هر چه به 30 نزدیک تر) نشان دهنده تجربه بیشترعواطف مثبت یا منفی در فرد است. همچنین این مقیاس قابلیت نمره دهی به صورت تعادل میان دو عاطفه مثبت و منفی را نیز دارد بدین صورت که با تفریق نمره عواطف منفی از نمره عواطف مثبت محاسبه می‌شود و نتیجه نمره تفاضل می‌تواند بین 24- (بدبختی) تا 24+ (بالاترین تعادل عاطفی ممکن) متغییر باشد. نمرات بالاتر و نزدیک به 24 نشان می‌دهد که فرد خیلی بندرت یا هرگز عواطف منفی را تجربه کرده است و اغلب یا همیشه عواطف مثبت را تجربه کرده است. داینر و همکاران (2010) آلفای کرونباخ برای عواطف مثبت و منفی را به ترتیب 87/0 و 81/0محاسبه و همچنین همبستگی آن را با مقیاس عواطف پاناس برای عواطف مثبت و منفی به ترتیب61/0و 70/0گزارش نموده اند. نتایج تحلیل عاملی نشان داد بار عاملی گویه‌ها در عواطف مثبت بین 58/0 تا 81/0و مقدار ویژه محاسبه شده با نرم افزارspss 61درصد واریانس گویه‌ها را تبیین می‌کند و همچنین بار عاملی برای عواطف منفی بین 49/0 تا 78/0 محاسبه شده است، و مقدار ویژه محاسبه شده 53 درصد واریانس گویه‌ها را تبیین می‌کند بنابرین مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین دو عامل را با شاخص‌های مناسب ارائه نموده است که از روایی و پایایی مطلوبی برخوردار است.

 

مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس[24]

برای اندازه‌گیری روایی همزمان از مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس که توسط واتسون، کلارک^[25] و تلگن در سال 1988 تهیه و ارائه شده است، استفاده شد. این مقیاس 20 گویه(10 احساس مثبت و 10 احساس منفی) را در غالب کلمات مورد سنجش قرار می‌دهد و به طور کلی در یک مقیاس پنج درجه‌ای لیکرت( از کاملاً موافقم تا کاملاً مخالفم) ارزیابی می‌شود. ضریب آلفای کرونباخ برای این مقیاس در پژوهش سهرابی و حسینی (1381) برابر با 85/0گزارش شد و ابوالقاسمی(1383) ضریب همبستگی درونی مولفه ها در کل مقیاس را بین 74/0 تا 94/0 به دست آورد که تمامی آن‌ها در سطح کمتر از 01/0 معنی‌دار بود و حاکی از اعتبار این سازه می‌باشد.

 

یافته‌ها

برای بررسی پایایی ازضریب آلفای کرونباخ، گاتمن و اسپیرمن استفاده شد که به ترتیب برای عواطف مثبت 84/0، 7/0، 8/0 و عواطف منفی 78/0، 65/0، 74/0 بدست آمد. همچنین ضریب آلفای کرونباخ برای نمره تعادل مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین 87/0 به دست آمد. برای بررسی روایی از دو روش روایی همزمان و روایی سازه استفاده شد. با توجه به اینکه مقیاس‌ها به وسیله داینر و همکاران (2010) براساس نظرات بهزیستی روانی طراحی شده است، مقیاس از روایی محتوایی برخوردار است ولی به منظور صحت ترجمه، مقیاس در اختیار پنج متخصص روان شناس آشنا به مباحث روان شناسی مثبت قرار گرفت تا نظرات موافق و مخالف آن‌ها نیز مورد توجه قرار گیرد.  برای ازبین بردن و کاهش خطای احتمالی در ترجمه گویه‌ها، از یک متخصص زبان انگلیسی خواسته شد تا مقیاس‌ها را مجدداً به زبان انگلیسی برگرداند. نتایج نشان دهنده صحت عملکرد مترجمان اولیه بود. برای بررسی روایی همزمان، مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس به طور همزمان اجرا شد و ضریب همبستگی برای عواطف مثبت و منفی به ترتیب 87/0 و 83/0 محاسبه شد. در بررسی روایی سازه چون هدف تعیین ویژگی‌های روان‌سنجی بود، از روش تحلیل عامل تأییدی به وسیله نرم افزار لیزرل نسخه 75/8 استفاده شد و دو عامل با شاخص‌های برازش مطلوب استخراج شد. البته لازم به ذکر است قبل از اجرای تحلیل عاملی پیش فرض‌های مربوط به نرمال بودن توزیع نمرات بررسی و با توجه به اینکه توزیع نمرات از ویژگی همگونی در کل سطح منحنی نرمال تبعیت می کرد(سطح معنی‌داری برای عواطف مثبت 078/0 و برای عواطف منفی 12/0) یعنی نرمالیته حاکم بود، آزمون تحلیل عاملی اجرا شد. جداول زیر نتایج مربوط به روایی و پایایی مقیاس عواطف مثبت و منفی اسپین را نشان می‌دهد.

جدول 1. تحلیل عامل اکتشافی مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین با روش مولفه های اصلی و چرخش از نوع واریماکس

Table 1

Exploratory factor analysis of Scale of Positive and Negative Experience (SPANE). via Principal component analysis and varimax rotation

گویه‌ها Items	KMO	معنی داری    Sig.	آزمون بارتلت  Bartlett's test	اشتراکگویه‌ها Share of items	بار عاملی Factor loading		مقدار ویژه Eigenvalues		درصدتجمعی واریانس تبیین شده The cumulative percentage of explained variance
					1	2	1	2	1	2
مثبت ← عامل اول Positive←First factor	0.909	0.001	1771.811	0.626	0.742		5.147	1.232	42.889	53.155
منفی ← عامل دوم Negative←Second factor				0.526		0.666
خوب ← عامل اول Good← First factor				0.561	0.716
بد     ← عامل دوم Bad← Second factor				0.571		0.690
خوشایند و مطبوع← عامل اول Pleasant← First factor				0.614	0.770
ناخوشایند و نامطبوع ← عامل دوم Unpleasant← Second factor				0.551		0.695
شاد ← عامل اول Happy← First factor				0.705	0.795
غمگین← عامل دوم Sad← Second factor				0.607		0.708
ترس و وحشت← عامل دوم fear← Second factor				0.392		0.649
ذوق و لذت ← عامل اول Joy← First factor				0.596	0.729
عصبانی← عامل دوم Angry← Second factor				0.421		0.649
راضی و قانع← عامل اول Contented ←First factor				0.307	0.524

در جدول (1) نتایج تحلیل عاملی اکتشافی به عنوان شواهدی از روایی سازه مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین ارائه شده است. چنانچه در جدول شماره(1) دیده می‌شود اندازه KMO (برای کفایت حجم نمونه‌گیری برابر 91/0) و آزمون بارتلت (برابر با811/1771) امکان اجرای تحلیل عاملی اکتشافی را مورد تأیید قرار می‌دهد. در اشتراک گویه‌ها بالاترین اشتراک به گویه هفتم(شاد 705/0) و پایین ترین اشتراک به گویه دوازدهم(راضی و قانع 307/0) اختصاص داشت. در تحلیل عاملی اکتشافی صورت گرفته بر روی مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین دو عامل استخراج شده است. بر روی عامل اول گویه‌های 1، 3، 5، 7، 10، 12 و بر روی عامل دوم گویه‌های 2، 4، 6، 8، 9، 11 بار عاملی معنادار داشتند.

In Table 1, the results of the exploratory factor analysis were presented as the evidence of validity of the PANAS. As observed in Table 1, the value of KMO (0.91 for adequacy of the sample size) and Bartlett’s test (1771.811 for adequacy of the sample size), the possibility of conducting exploratory factor analysis was confirmed. In share of items, the highest share was for the seventh item (happy as 0.705) and the lowest share was for the twelfth item (satisfied as 0.37). In the exploratory factor analysis conducted on the PANAS, two factors were extracted. Items 1, 3, 5, 7, 10, and 12 had significant factor loadings on the first factor and items 2, 4, 6, 8, 9, and 11 had significant factor loadings on the second factor. 

در راستای بررسی روایی سازه و با توجه به زیر بنای نظری ابزار و ادعای سازنده مقیاس در رابطه با عامل‌های استخراج شده، داده ها با مدل داینر و همکاران(2010) و با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی با نرم افزار لیزرل برازش شد.

جدول 2. میانگین، انحراف معیار، مقادیر بتا، واریانس باقی مانده و T سوبل مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین

Table 2

Mean, standard deviation, beta values, residual variance and T sobel

گویه ها items	میانگین mean	انحراف‌معیار standard deviation	ضریب‌تاثیر beta values	واریانس باقی مانده residual variance	Tسوبل T sobel
مثبت ← عامل اول First factor← Positive	1.89	1.00	0.74	0.46	0.66
منفی ← عامل دوم Second factor ←Negative	1.33	0.72	0.70	0.55	0.61
خوب ← عامل اول First factor ←Good	1.81	0.75	0.69	0.53	0.60
بد     ← عامل دوم Second factor ←Bad	1.11	0,82	0.82	0.49	0.69
خوشایند و مطبوع← عامل اول First factor ←Pleasant	1.88	0.94	0.70	0.51	0.62
ناخوشایند و نامطبوع ← عامل دوم Second factor ←Unpleasant	0.94	0.86	0.66	0.54	0.67
شاد ← عامل اول First factor ←Happy	1.88	0.99	0.82	0.33	0.83
غمگین← عامل دوم Second factor ←Sad	1.20	0.74	0.78	0.47	0.76
ترس و وحشت← عامل دوم Second factor ←fear	0.67	1.03	0.48	0.77	0.57
ذوق و لذت ← عامل اول First factor ←Joy	1.96	0.95	0.73	0.46	0.72
عصبانی← عامل دوم Second factor ←Angry	1.48	0.82	0.42	0.83	0.43
راضی و قانع← عامل اول First factor ←Contented	1.92	1.32	0.48	0.77	0.55

(P<0. 05)=1. 96

(P<0. 01)=2. 58

 

در مدل حاضر بر پایه روش بیشینه احتمال و با 11 بار تکرار همگرایی به دست آمد. سپس در این مرحله به تعداد متغیر های مشاهده شده معادله های اندازه‌گیری محاسبه شد. هر معادله به ترتیب شامل ضریب مسیر بین متغییر مشاهده شده، همراه آزمون معناداری آن بر پایه مشخصه Tسوبل و نیز مقدار یعنی ضریب تعیین یا نسبت واریانس تبیین شده به وسیله متغیر مکنون است. در مدل حاضر ضریب مسیر بین گویه اول متغیر مکنون(عامل اول )، برابر با 74/0، خطای آن برابر با 46/0 و مقدار Tسوبل برابر با 66/0 و در سطح کمتر از 001/0 از لحاظ آماری معنادار است. بر این اساس یافته‌های جدول 2 حاکی از آن است که ضرایب اثر همه گویه‌ها بر حسب آماره تی(در سطح معناداری کوچک تر از 1 صدم و 5 صدم) معنادار می‌باشد و ضرایب مسیر حاصل شده، برازش مدل پیش تجربی دو عاملی را با داده های موجود تأیید می‌کند.

 

In the present model, as illustrated in Table 2, the path coefficient of the first item of the latent variable (the first factor) is 0.74, its error is 0.46, and its T sobel is 0.66. It is statistically significant at levels lower than 0.001. According to result in Table 2, the impact to all items are significant in terms of t-value (at significant levels lower than 0.001 and 0.005), and the obtained path coefficients confirm goodness of fit of the preexperiential two-factor model with the available data.

 شاخص‌های خوبی برازندگی مدل نیز در جدول بعدی ارئه شده‌اند.

 

جدول 3. شاخص‌های برازندگی مدل دو عاملی مقیاس تجارب عاطفی منفی و مثبت اسپین

Table 3

The two-factor model fit indicespositive and Negative Feeling Scale (SPANE)

مقادیر Amounts	χ 2	df	P value	RMSEA	GFI	AGFI	CFI	NFI
مقادیر برازش Fitting values	132.75	53	0.0001	0.061	0.96	0.91	0.93	0.97

تحلیل عاملی تأییدی با استفاده از مدل یابی معادلات ساختاری دارای پارامتر های برازندگی و مدل ساختاری است. متداول ترین روش برای برآورد پارامترهای بهترین برازندگی، روش بیشینه احتمالی نامیده می‌شود. این روش، یک فرآیند تکرار شونده است که در آن مجموعه ای از پارامترها برآورد می‌شود. بر پایه این برآورد اولیه، تابعی به نام تابع برازندگی محاسبه می‌شود، این تابع اساسا ضریبی است که برازندگی پارامتر ها را با دادها توصیف می‌کند. دومین برآورد، براساس نخستین برآورد به دست می آید تا تابع برازندگی کوچک تر حاصل شود. در این موقع مدل مورد نظر در یک مجموعه نهایی از برآورد پارامترها همگرا شده است. وقتی یک مدل دقیقا مشخص می‌شود و دارای ویژگی همانند باشد و برآورد و آزمون آن امکان پذیر گردد، در این صورت برای برازندگی آن می‌توان از شاخص‌های زیر استفاده کرد که در این مدل نیز از آن‌ها سود برده شده است: 1. شاخص نرم برازندگی(NFI)، 2. آزمون مجذور کای(χ²)، 3. شاخص برازندگی تطبیقی(CFI)، 4. جذر برآورد واریانس خطای تقریب(RMSEA)، 5. شاخص برازندگی تطبیقی( CFI) و 6. اندازه های لیزرل(AGFI, GFI)که به ترتیب شاخص برازندگی و شاخص تعدیل شده نامیده می شوند. مدل ساختاری شامل یک مجموعه معادلات ساختاری است که روابط علی ممکن بین متغیر ها را توصیف می‌کند. در این فرآیند ابتدا یک سلسله مراتب علی مطرح می‌شود که در آن برخی متغیر ها ممکن است علت احتمالی متغیرهای دیگر باشند، اما به طور قطع نمی‌توانند معلول آنها باشند. بنابراین مدل برازش شده این پژوهش بر حسب مدل ساختاری و پارامترهای برازندگی در نمودار(1)آمده است. ازمجموعه آماره های برازش، 6 شاخص مطلوبیت برازش، AGFI، RMSEA، CFI، NFI، GFI و χ²در این مدل اندازه‌گیری شد. χ² این آزمون را بررسی نمود که تا چه اندازه مدل مورد نظر هماهنگ با الگوی همپراشی بین متغیرهای مشاهده شده است. منتهی به دلیل اینکه این شاخص به شدت تحت تأثیر حجم نمونه قرار می گیرد و برای نمونه های بزرگ تر 200 نفر همیشه معنادار است برای برازش مدل نمی‌توان صرفا به آن تکیه کرد. یافته‌های جدول 3 گویای آن است که مدل دو عاملی مقیاس عواطف مثبت و منفی اسپین از شاخص‌های برازندگی مناسبی بر خودار است. دو شاخص GFI، AGFIهر چقدر به یکدیگر نزدیک تر باشند برازش کامل مدل را بیشتر نشان می دهند و کم بودن شاخص061/0 RMSEA= به منزله مطلوبیت برازش مدل است. شاخص برازندگی تطبیقی (CFI)که این شاخص نیز هر چقدر به 1 نزدیک تر باشد مطلوبیت بیشتر مدل را نشان می‌دهد. از مجموع شاخص‌های برازش می‌توان دریافت که داده ها با مدل تحلیل عاملی مفروض هماهنگی کامل دارند و مدل مفهومی قابل تأیید است. در نمودار 1، بیضی‌ها، متغیرهای مکنون یا عامل‌ها و مستطیل‌ها گویه‌های مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین را نشان می‌دهد. پیکان‌های یک سویه از بیضی‎‌ها به مستطیل‌ها نشان می‌دهد که گویه‌ها روی کدام عامل بار می گیرند. ارزش‌های نوشته شده روی پیکان‌ها، آن میزان از واریانس گویه را که از روی عامل قابل تبیین است نشان می‌دهد. پیکان‌های کوچک واریانس باقی مانده (خطا) را نشان می‌دهد که به وسیله عامل تبیین نمی‌شود.

The results in Table 3 indicate that the two-factor model of the SPANE enjoys appropriate goodness of fit. The closer the two indices of GFI and AGFI are, the more the goodness of fit of the model is indicated. Lowness of RMSEA(=0.061) indicates the appropriateness of goodness of fit. The closer CFI to 1, the more it indicates appropriateness of the model. From among goodness of fit indices, it can be found out that the data are absolutely coordinated with the factor analysis model, and that the conceptual model of the research can be confirmed. In Figure 1, ellipses indicate latent variables or factors, and rectangles illustrate items of the SPANE. Unidirectional arrows from ellipses to rectangles indicate that items are loaded on which factors. The values written on each arrow indicate the degree of the variance of each item, which are explained by each factor. Small arrows indicate remaining (error) variance which cannot be explained by factors.

 

 

 نمودار 1. مدل دو عاملی مقیاس تجارب عاطفی مثبت ومنفی اسپین

Fgure 1 Two-factor model of the positive and Negative Feeling Scale (SPANE)

در جدول شماره 4 همبستگی درونی بین دو خرده مقیاس عواطف مثبت و منفی مقیاس اسپین با یکدیگر نشان داده شده است.

In Table 4, the internal consistency between the scores of the two subscales of the SPANE is indicated.

 

جدول 4. همبستگی درونی نمرات خرده مقیاس‌های مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین

Table 4

Internal consistency between scores of the two subscales of the SPANE is indicating.

خرده مقیاس ها Sub scales	گویه ها Items	نمره کل Total score
عواطف مثبت positive Feeling	مثبت Positive خوب Good خوشایند و مطبوع Pleasant شاد Happy ذوق و لذت Joy راضی و قانع Contented	0.78   0.74   0.74   0.83   0.78   0.65
عواطف منفی Negative Feeling	منفی Negative بد bad ناخوشایند و نامطبوع unpleasant غمگین sad ترس و وحشت fear عصبانی angry	0.7   0.74   0.73   0.77   0.63   0.59

 

همانطور که نتایج جدول(4) نشان می‌دهد همبستگی سؤالات با نمره کل همبستگی بالای قابل توجهی است. در جدول بعدی ضرایب آلفای کرونباخ، گاتمن و اسپیرمن- براون به صورت جداگانه برای هر یک از دو عامل مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین به صورت جداگانه محاسبه شده است.

As the results in Table 4 illustrate, the correlation of the items with the total score is significant. In the Table, Cronbach’s alpha coefficient, Guttman Coefficients, and Spearman-Brown coefficient were calculated separately for each of the two factors of the SPANE. 

جدول 5. ضرایب پایایی برای هریک از عامل‌های مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین

Table 5

Reliability coefficients for the factors positive and Negative Feeling Scale (SPANE)

عامل ها factors	میانگین mean	انحراف معیار standard deviation	آلفای کرونباخ Cronbach’s alpha coefficients	گاتمن Guttman	اسپیرمن – براون Spearman-Brown
عواطف مثبت positive Feeling	22.19	3.09	0.84	0.7	0.8
عواطف منفی Negative Feeling	25.71	1.42	0.78	0.65	0.74
نمره کل(تعادل عاطفه) Total score	-3.52	3.99	0.87	0.72	0.83

یافته‌های جدول 5 مؤید آن است که ضرایب آلفای کرونباخ برای هر دو عامل، با توجه به تعداد گویه‌های آنها، رضایت بخش است و حاکی از پایایی قوی این ابزار است. یافته‌های جدول بالا همچنین نشان می‌دهد که بالاترین میانگین به ترتیب متعلق به عواطف مثبت و کمترین میانگین متعلق به عواطف منفی است.

The results in Table 5 indicate that Cronbach’s alpha coefficient for both factors is satisfactory with regard to the number of their items. This issue indicates that this instrument enjoys a strong reliability. The results also illustrate that the highest mean score belongs to positive emotions and the lowest mean score belongs to negative emotions.

قبل از تدوین جدول نمرات هنجار لازم بود بررسی شودکه آیا بین نمرات دو گروه از بعد رشته تحصیلی (ریاضی و فیزیک، علوم تجربی وعلوم انسانی)، تعداد فرزندان، وضعیت خانواده(حضور همزمان هر دو والد، فوت یکی از والدین، طلاق والدین)، معدل، میزان درآمد ماهیانه خانواده و تحصیلات پدر و مادر تفاوت معناداری وجود دارد؟ این سؤال بدین خاطر مطرح می‌شود که در صورت تفاوت لازم است جدول نرم بر حسب همان ویژگی تنظیم گردد و از بین تفاوت های بررسی شده بین میانگین های دو گروه هیچ تفاوت معناداری یافت نشد به همین دلیل صرفا دو جدول هنجار برای هریک از عواطف مثبت و منفی در ادامه با استفاده از روش فراوانی تراکمی، زیر عدد میانی و تبدیل نمره ها به رتبه درصدی و نمره های استاندارد T و Z ارائه می گردد. با استفاده از این جدول می‌توان نمره های خام دانش‌آموزان را به نمره های استاندارد تبدیل نمود و با توجه به میانگین 50 و انحراف معیار 10، نمره استاندارد آنها را تفسیر کرد.

From among differences investigated between mean scores of the two groups, no significant difference was observed. As a result, as follows, only two standard normal tables were provided for each of the positive and negative emotions for the use of the cumulative frequency method, the middle number, and converting scores to percentile ranks, and standard T and Z scores. The raw scores of the students can be converted into standard scores using this table.Based on the mean (50) and SD (10), their standard scores can be interpreted.

 

 

جدول 6. نمرات هنجار(نرم) عواطف مثبت

Table 6

Norm score for positive Feeling

طبقات Category	فراوانی Frequency	فراوانی تراکمی Cumulative Frequency	فراوانی تراکمی زیر عدد میانی Cumulative Frequency below the middle number	رتبه درصدی Percentile rank	نمره Z Z score	نمره T T score
30.4-25.6	39	100	380/5	95.1	1.75	67.5
25.5 – 20.7	163	90.3	279.5	69.8	0.62	56.2
20.6 – 15.8	139	49.5	128.5	32.1	0.49-	45.1
15.7 –10.9	54	14.8	32	8	1.62-	33.8
10.8- 6	5	1.3	2.5	0.62	2.75-	22.5

 

 

جدول 7. نمرات هنجار(نرم) عواطف منفی

Table 7

Norm score for Negative Feeling

طبقات Category	فراوانی Frequency	فراوانی تراکمی Cumulative Frequency	فراوانی تراکمی زیر عدد میانی Cumulative Frequency below the middle number	رتبه درصدی Percentile rank	نمره Z Z score	نمره T T score
30.4-25.6	12	100	395	98.75	2,53	75.3
25.5 – 20.7	67	97	355.5	88.87	1,40	64
20.6 – 15.8	147	80.3	248.5	662.12	0.28	52.8
15.7 –10.9	158	43,6	96	24	0.84-	41.6
10.8- 6	17	4,2	8.5	2.12	1.96-	30.4

 

بحث و نتیجه‌گیری

مجموعه گسترده‌ای از مطالعات ادعا کردند که ابزارهای مورد استفاده در مطالعات پژوهشی، بایستی مبتنی بر مبانی نظری قوی باشند(دی ولیس ^[26]، 2003 ؛ نادی و سجادیان، 1390 ). از طرفی محیط‌های آموزشی و معلمان موتورها و محرک‌های رشد سلامت روانی دانش‌آموزان هستند که اگر دانش‌آموزان بیشتر عواطف و هیجانات مثبت و خوشایند را تجربه نمایند و کمتر عواطف و هیجانات منفی را تجربه کنند می‌توانند از سایر وجوه بهزیستی روانی و سلامت روان نیز برخودار باشند و اهداف عالی نظام آموزشی و پیرو آن اهداف متعالی اجتماع سالم و خشنود محقق شود. لازمه سنجش وجوه مختلف بهزیستی روانشناختی و سلامت روان مقیاس‌ها و ابزار های متفاوت، جدید و مبتنی بر نظریات قوی است که بتواند در زمانی کوتاه سطوح بهزیستی را بسنجند. داینر وهمکاران از سال 2010 تاکنون براساس تحقیقات خود در زمینه بهزیستی سطوح شناختی، ذهنی، هیجانی را معرفی نموده اند که برای سنجش هریک مقیاس‌های شکوفایی، رضایت از زندگی و تجارب عاطفی مثبت و منفی را تدوین نموده اند. در بررسی های دقیق هر یک از چهار جنبه بهزیستی روانی را باید مورد بررسی قرار داد ولی می‌توان در بررسی های اجمالی یکی از وجوه شناختی یا ذهنی را با ابعاد هیجانی و عاطفی نیز بررسی کرد یعنی اگر فردی از شکوفایی یا رضایت از زندگی برخوردار باشد و بیشتر عواطف و هیجانات مثبت را تجربه نماید و کمتر از تجربه عواطف و هیجانات منفی بر خوردار باشد می‌توان گفت دارای بهزیستی روانی و یا به نوعی بر خوردار از سلامت روان است. بنابراین اهمیت بعد عاطفی و هیجانی در سنجش بهزیستی بقدری مشخص است که حتما باید همراه با یکی از سطوح بهزیستی مورد بررسی قرار گیرد البته هر یک از وجوه بهزیستی می‌تواند به منظور اهداف پژوهشی به تنهایی مورد بررسی قرار گیرد. یکی از مهمترین مقیاس‌های سنجش عواطف مثبت و منفی روا شده در ایران مقیاس قدیمی پاناس(1988) است که در غالب 20 گویه به سنجش عواطف مثبت و منفی می پردازد. اگرچه این ابزار، ابزاری قوی در این زمینه است ولی از سال 2010 تاکنون نظریه پردازان بزرگی چون داینر و همکاران به تدوین مقیاس جدید و کوتاه تر تجارب عاطفی مثبت و منفی پرداخته اند که علاوه بر کوتاه و جدید بودن و انطباق آن بر نظریه بهزیستی روانی، قادر به سنجش عواطف مثبت و منفی و همچنین تعادل عاطفه(کم کردن نمره عواطف منفی از نمره عواطف مثبت) نیز می‌باشد. بنابراین با توجه به جدید بودن مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین و همچنین حساسیت هیجانی و اهمیت هیجآن‌های مثبت و منفی در سلامت روان و بهزیستی هدف پژوهش حاضر بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی (پایایی و روایی و هنجاریابی) مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین در دانش‌آموزان دختر پایه سوم دبیرستان‌های تهران بود. مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی شامل 12 ماده (6 ماده همگن و معتبر برای عواطف مثبت و 6 ماده همگن و معتبر برای عواطف منفی) است که معطوف به نشان دادن عواطف مثبت و منفی است و برای اولین بار توسط داینر و همکاران (2010) با بررسی ادبیات پیشینه تدوین و روا سازی شده و از طریق تحلیل عاملی آن را معرفی نموده است. در این پژوهش اطلاعات مربوط به تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی دو عامل را برای مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین استخراج نمود که این یافته با نتایج داینر و همکاران(2010)کاملاً همخوان بود. اگرچه انجام تحلیل عاملی اکتشافی ضرورت نداشت اما این یافته خود موید این نکته بود که مقیاس تحت بررسی، امکان اجرا در نمونه های ایرانی خصوصا جامعه دانش‌آموزان را دارد. به زعم استیونس^[27] (1996)تحلیل عامل اکتشافی بیشتر به عنوان یک روش تدوین و تولید نظریه و نه یک روش آزمون نظریه در نظر گرفته می‌شود و در این تحلیل نمره های مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین نشان داد که این ابزار آنچه را باید اندازه‌گیری کند، می سنجد(به نقل از هومن، 1384 ). از طرفی تحلیل عاملی تأییدی که برای روایی همگرا استفاده شد گویای آن بود که همه گویه‌های مقیاس به طور معنی‌داری دارای بار عاملی بر روی عوامل سازه مفروض می باشند و این نتایج با پیش فرض آندرسون و گیربینگ^[28](1988)در باب تأیید روایی همگرا مطابقت دارد(به نقل از هومن، 1384). شاخص‌های برازندگی مدل تحلیل عاملی نیز موید بر ارزش مناسب مدل براساس داده های گردآوری شده بود که از این حیث، نتایج با یافته‌های داینر و همکاران(2010) همخوانی بسیار نزدیکی دارد. ضریب اثر گویه‌ها بر مدل از 42/0 تا 82/0 در نوسان بود که با توجه به مقادیر معنی‌دار Tسوبل علاوه بر تأیید فرضیه تناسب گویه‌ها با عامل‌ها، به طور غیرمستقیم تناسب عوامل با سازه را نیز نشان می‌دهد. در راستای تعیین پایایی مقیاس و انسجام درونی آن از ضرایب آلفای کرونباخ، گاتمن و اسپیرمن - براون استفاده شد که همگی رضایت بخش بودند. همبستگی با مقیاس عواطف مثبت و منفی پاناس در پژوهش حاضر برای عواطف مثبت و منفی به ترتیب 78/0 و 83/0گزارش شده است که کمی بیشتر از مقادیر گزارش شده(70/0 تا61/0) توسط داینر و همکاران( 2010) است. بررسی میانگین نمرات دانش‌آموزان نشان داد که بین متغیرهای جمعیت شناسی(معدل، رشته تحصیلی، تعداد فرزندان، درآمد خانواده، تحصیلات پدرو مادر) تفاوت معناداری وجود ندارد و در همین ارتباط یافته‌های مربوط به آزمون f هیچکدام از تفاوت های جمعیت شناختی را تأیید ننمود، به همین خاطر جدول نرم نه براساس متغیرهای جمعیت شناختی بلکه صرفا براساس نمره کل آزمودنیها محاسبه شده است. مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین احتمالا برای مسولان و محققان آموزش و پرورش و پژوهشگران بیشترین فایده را دارد. شاخص‌های کمی معرفی شده، راهکارهایی را برای تصمیم گیرندگان کلیدی فراهم می‌کند تا پیامدهای متنوع فرایندهای اندازه‌گیری شده را بسنجند و نتایج را برای راهنمایی و هدایت افراد دنبال نمایند. مقیاس تجارب عاطفی مثبت و منفی اسپین را می‌توان به عنوان یک ابزار تشخیصی مناسب به کار برد. البته نباید از نظر دور داشت که این ابزار در شهر تهران اجرا و هنجار یابی شده است لذا جهت استفاده در شهرهایی که تفاوت فرهنگی قابل ملاحظه ای با تهران دارند و همچنین در تعمیم نتایج به گروه های سنی دیگر باید با احتیاط عمل شود. بدین ترتیب پیشنهاد می‌شود که در مطالعات آتی، این ابزار در جمعیت های مختلف مانند بزرگسالان و سالمندان و بر حسب جنسیت و سایر مولفه های جمعیت شناختی، موجزتر نسبت به مطالعه حاضر، انجام و هنجاریابی گردد. در پایان پیشنهاد می گردد که از این ابزار صرفا در پژوهش های علمی یا مطالعاتی که رویکرد علمی دارد استفاده شود و از نتایج آن به عنوان ابزاری برای برچسب زدن به افراد استفاده نگردد

---

[1]. Sternberg

[2]. Subjective Well-being

[3]. Denier, E

[4]. flourishing

[5]. Watson,D

[6]. Tellegen,A

[7]. Pleasant engagement

[8]. Thompson

[9]. Eysenck

[10]. Harris,P

[11]. Karademas. E. C

[12]. Kafetsios. K

[13]. Sideridis. D. G

[14]. Waite. P. J

[15]. Richardson. G. E

[16]. Eisenberg,N

[17]. Hone. L

[18]. Jarden,A

[19]. Schofield,G

[20]. Cohen, Manion, Morrison

[21]. Krejcie. V & Morgan. W

1. Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)

[23]. Scale positive and Negative Feeling (SPANE)

[24]. Positive and negative affect scale (PANAS)

[25]. Clark L. A

[26]. Devellis

[27]. Stevens

[28]. Anderson&Gerbing

مراجع

References                                                                                                 منابع

Abolghasemi, F. (2004). Validation of the Scale of Positive and Negative Experience (SPANE). Master's thesis in psychology. Faculty of Education and psychology, University of Isfahan; 80-70. [In Persian]

Devellis, R. F. (2003). Scale Development: Theory and Application, 2nd ed. Newbury Park, CA: Sage.

Deiner, E., Wirtz, D. Biswas-Diener, R., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D., & Oeishi, Sh. (2009). New measures of well-bing. The Netherland: Spiringer. The collected works of Ed diener.

Deiner, E., Wirtz. D., Tov, W., Oishi, S., & Prieto. C. (2010). New Well-being measures: short scales to assess Flourishing and positive and negative feeling. Social Indicators Research, 97,143-156.

Eisenberg, N., Fabes, R. A., Guthrie, I. K., & Reiser, M. (2000). Dispositional emotionality and regulation: Their role in predicting quality of social functioning. Journal of Personality and Social Psychology, 78, 136-157.

Eysenck, M. (1996). The Psychology of happiness. M. Firouzbakht & Kh. Beigi (Trans.). Tehran: Badr Publication. [In Persian]

Harris, P. (2001). Development of emotions in children. M. Yamini & M. Davoudi (Trans.).    Sabzevar: Teacher Training University Publication. [In Persian].

Haddadi Kouhsar, A., Roshan, R. & Asgharnejad, F. Comparative study of the relationship between emotional intelligence and academic achievement in students with mental health control and non-control in University of Tehran. Journal of Psychology and Education, Tehran University, 74, 73-98. [In Persian]

Hassanzadeh, R. (2013). Research methods in behavioral sciences. Tehran: Salavan. [In Persian]

Hone, L., Jarden, A., & Schofield, G. (2014). Psychometric properties of the Flourishing scale in New Zealand sample. Social Indicators Research, 119 (2), 1013-1045.

Karademas. E. C; Kafetsios. K., & Sideridis. D. G. (2007). Optimism. Self- efficacy and information processing of threat and Well-being-related stimuli. Stress and Health, 23, 285-294.

Houman, H. (2005). Structural equation modeling using LISREL software. Tehran: SAMT. [In Persian]

Lotfabadi, H. (2001). Emotions and identity of adolescents and the youth. Tehran: Nasl Sevvom Publication. [In Persian]

Nadi, M., & Sajjadian, A. (2011). Factor structure, reliability, validity and standardization of scale organizational learning capability (junior high school teachers in Isfahan). Journal of Educational Innovations, 40, 105 -130. [In Persian]

Sohrabi, N., & Hosseini, M. (2002). Investigating the relationship between family relations and positive and negative emotions of male and female students living in dormitories. The First International Congress of Psychology. Tehran: Teacher Training University. [In Persian]

Sternberg, R.J. (2001). Psychology: In search of the human mind. Fort worth, TX: Harcourt college publishers. 

Thompson, E. R. (2007). Development and validation of an internationally reliable short form of the positive and negative affect schedule (PANAS). Journal of Cross-cultural Psychology, 38, 227-242.

  Waite. P. J &Richardson. G. E. (2004). Determining the efficacy of Resiliency training in the work site. Journal of Allied Health, 133, 178-183.

Watson, D., Clark, L.A & Tellgen, A. (1988). Development and validation of brief measure of positive and negative affect: the PANAS Scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54(6), 1063-1070.

Watson, D., & Tellgen, A.) 1988(. Toward a consensual structure of mood psychological Bulletin, 98(2), 219-235.