پژوهنده )مجله پژوهشي دانشگاه علوم پزشکي شهيد بهشتي( تاریخ دریافت مقاله: 26/7/1394
سال بيست و یکم، شمارهآذر و5 ، دی پي 5در 9پي 313 11، صفحات 290 تا 297 تاریخ پذیرش مقاله: 23/1/1396
مشخصات روانسنجي پرسشنامه آميختگي شناختي
دکتر اسماعيل سلطاني*1، دکتر سيروس مومن زاده2، سيده زهره حسيني3، دکتر سيد عبدالمجيد بحرینيان4

دکترای تخصصي روان شناسي باليني، استادیار، مرکز تحقيقات روانپزشکي و علوم رفتاری، دانشگاه علوم پزشکي شيراز، ایران
دکترای روانشناسي، دپارتمان بهداشت کوینزلند، واحد باليني علمي روان پریشي، ایالت کوینزلند، منطقه اینالا، استراليا
کارشناس ارشد مشاوره توان بخشي، ایران، دانشگاه علوم بهزیستي و توان بخشي تهران، ایران
-10921207611

دکترای روانشناسي باليني، دانشيار، بخش روانشناسي باليني، بيمارستان طالقاني، دانشگاه علوم پزشکي شهيد بهشتي، تهران، ایران چکيده
سابقه و هدف: هدف از پژوهش حاضر بررسي مشخصات روانسنجي پرسشنامه آميختگي شناختي در دانشجویان دانشگاه علوم پزشکي شهيد بهشتي تهران بود.
مواد و روشها: 324 نفر از دانشججو یان دانشجگاه علجوم پزشجکي شجه يد بهشجتي بجه صجورت تصجادفي  خوشجهای انتخجا و بجا تکميج ل پرسشنامههای آميختگي شناختي، باورپذیری افکار و احساسات اضطرابي، پذیرش و عمل، پذیرش و عمل اضطرا اجتماعي، اضجطرا در تعامل اجتماعي، زندگي مبتني بر ارزش و پرسشنامه کيفيت زندگي در این پژوهش شرکت کردند. تحليل عامل به روش مؤ لفههجا ی اصلي و روایي همگرا و واگرا برای ارزیابي روایي پرسشنامه آميختگي شناختي انجام شد. برای محاسبه پایج ایي پرسجش نامجه آميختگج ي شناختي نيز از آلفای کرونباخ و پایایي بازآزمایي استفاده شد.
یافته ها: نتایج تحليل عاملي به روش مؤ لفههای اصلي نشاندهندهی یک عامل بجود کجه 89/54 درصجد از وار یجانس را تب يجين مج يکنجد.شواهدی از روایي همگرا و واگرای پرسشنامه آميختگي شناختي از طریق همبستگي مثبت آن با پرسشنامه هجا ی باورپجذ یری افکجار واحساسات اضطرابي، پذیرش و عمل، اضطرا در تعامل اجتماعي و همبستگي منفي آن با پرسشنامه هجای پجذ یرش و عمجل اضجطرا اجتماعي، زندگي مبتني بر ارزش و کيفيت زندگي بدست آمد. پایایي پرسشنامه آميختگي شناختي از طریق محاسبه آلفای کرونبجاخ وضریب بازآزمایي به ترتيب برابر با 86/0 و 86/0 بدست آمد.
نتيجه گيری: نسخه ایراني پرسشنامه آميختگي شناختي سطح قابل پذیرشي از روایي و پایایي در دانشجویان دانشگاه دارد .پرسش نامجه آميختگي شناختي یک مقياس روا و پایا است و م يتواند در مداخلات پژوهشي و درماني به کار رود.

-17982225230

واژگان کليدی: روایي، پایایي، پرسشنامه آميختگي شناختي لطفاً به این مقاله به صورت زیر استناد نمایيد:
Soltani E, Momenzadeh S, Hoseini SZ, Bahrainian SA. Psychometric properties of the cognitive fusion questionnaire.
Pejouhandeh :)5(12;6102290-297.
6605116

مقدمه1
در درمان مبتني بجر پجذیرش و تعهجد )1(، بجه بجاور کجردنمحتوای قرارداری یا تحت اللفظي افکار و احساسات، آميختگي شناختي )Cognitive Fusion( مج ي گوینجد )2(. در واقج درآميختگي شناختي، رفتار به طور آشکاری تحت تأثير شجناختقرار م يگيرد و توسط شناخت، تنظيم م يشود. وقتي که فردی با افکارش آميخته م يشود، بر اساس افکار عمل مج يکنجد ؛ بجهگونهای که افکار حقيقجت محج در نظجر گرفتجه مج يشجود و رویدادهای شناختي در مقایسه با سایر مناب تنظج يم رفتجار ی،
*نویسنجده مسؤول مکاتبات: دکتر اسماعيل سلطاني؛ مرکز تحقيقات روانپزشکي و علوم رفتاری، دانشگاه علوم پزشجک ي شجيراز، ایج ران؛ تلفجن: 9171154250؛ پسجت
[email protected] :الکترونيک
بر رفتار و تجربه غالب م يشجود و فجرد حساسجيت کمتجر ی بجهپيامدهای مستقيم پيدا م يکند.
کار باليني و تجربي در درمان مبتنجي بجر پجذیرش و تعهجد،اغلب آميختگي را با اسجتفاده از باورپجذیری )Believability( افکار، مفهوم سازی کرده است. این مفهوم سازی از آميختگج ي، صرفاً بر محتوای فکر فرد تمرکز دارد و فقط جنبه محدودی از آميختگي را شامل م يشود. یک تعریف عملي رفتاری وسي  تر ،شامل تسلط رویدادهای شناختي در تجربه یک شخص، ناتواني در دیدن رویدادهای شناختي از یک رویکرد متفجاوت، واکجنشهيجاني نشان دادن به افکار، رفتاری که به طور زیج ادی تحجترویداهای شناختي تنظيم م يشود، تلاش بجرای کنتجرل افکجار،تحليل بيش از حد موقعيت، ارزیابي و قضاوت محتوی افکجار وهمچنين جنبه تحت اللفظج ي و قجرارداد ی و باورپجذ یری اسجت )3(. آميختگ ي شناختي/گس لش ش ناختي نق ش مهم ي در
شججکلهججای مختلججف رنججج انسججان ماننججد افسججردگي )4،5(،
روانپریشي )6(، تحمل درد )7(، سوء مصرف مواد )8(، اختلال استرس پس از سجانحه )9(، اخجتلال وسواسجي جبجر ی )10( و اختلالات اضجطراب ي )14-11( دارد. بجرا ی سجنجش آم يختگج ي شناختي و گسلش شناختي ابزارهایي مانند پرسشنامجه افکجارخودکجار )Automatic Thoughts Questionaaire( )15(،
پرسشنامه آميختگي و اجتنجا جوانجان )Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth( )16(، پرسجش نامجه باورپذیری افکجار و احساسجات اضجطرابي )Believability of
و )17( )Anxious Feelings and Thoughts Scale )Drexel Defusion Scale( پرسجش نامجه گسجلش درکسجل
)18(، ساخته شده است که این ابزارها نواقصي دارند. به عنوان مثال، پرسشنامه افکجار خودکجار )ATQ(، محتجوا ی شجناخت ي مربوط به اختلال افسردگي را م يسنجد و به طور وسيعي برای سنجش تأثير شناخت درماني به کار مج يرود. در نتيججه ، ایج ن موضوع استفاده از این پرسشنامه را به عنوان یک پرسشنامجه کلي آميختگي شناختي محدود م يکند. پرسشنامه آميختگج ي و اجتنا )AFQ-Y( فرآیندهای چندگانجه درمجان مبتنجي بجرپ ذیرش و تعه د ب ویژه اجتن ا و آميختگ ي را م يس نجد و نم يتواند به عنوان یک مقياس مجزای آميختگي شجناخت ي در نظر گرفته شجود. پرسجش نامجه باورپجذ یری افکجار و احساسجاتاض طرابي )BAFT( ني ز مفه وم س ازی نسجبتاً مح دودی از آميختگي شناختي ارایه م يدهد و مختص اختلالات اضجطراب ي است .پرسشنامه گسلش درکسل )DDS( نيز نواقصج ي ماننجددستورالعمل طجولان ي توضج يح گسجلش شجناختي و فرضج ي یج ا تصوری بودن موقعي تها دارد و سج ؤالات آن افکجار مربجوط بجهموقعيت های خاص را م يسنجد و قابل استفاده به صورت کلي و عام نيست.
با هدف برطرف کردن نواقص پرسشنامه پرسشنامجه هجا ی قبلجججي، Gillanders و همکجججاران )2014( یجججک مقيجججاس خودگزارشي ساختهانجد کجه تعریج ف ججام  تجر ی از آميختگج ي شججناختي را شججامل شججود، کوتججاه باشججد و قابججل اسججتفاده درموقعي تهای مختلف باليني، آزمایشگاهي و به طور کلي و عجامباشد که ایج ن پرسجش نامجه ، پرسجش نامجه آميختگج ي شجناخت ي
)Cognitive Fusion Questionnaire( نام دارد )3(. نسجخهاوليه این پرسشنامه شامل 42 سؤال بود اما بجا انججام تحليج ل عامل در نهایت 7 سؤال بدست آمد. نمرهگجذار ی آن بجه شجيوه ليکرتي از “هيچ وقت درست نيست )نمره یک( تا کاملاً درست است )نمره هفت(” است و نمرات بجالاتر در ایج ن پرسجش نامجه ، آميختگي بيشتر را منعکس م يکنجد . Gillanders و همکجاران )2014( در پژوهشي روی نمونههای مختلفج ي بجال بجر 1800 نفر، شواهد اوليه خوبي از ساختار عاملي، پایایي، ثبجات زمجاني، روایي و روایي افتراقج ي و حساسج يت بجه درمجان نشجان دادنجد.پایایي بازآزمایي آن، بعجد از دوره زمجاني 4 هفتجه ای، برابجر بجا81/0 گزارش شده است. نتایج تحليل عامل بيانگر یج ک عامجلکلي بود که آميختگي شناختي نام گرفجت.CFQ ، همبسجتگ ي مثبت معناداری با پرسش نامههای پجذ یرش و عمجل نسجخه دو،کنترل فکر، باورهجا ی مثبجت در مجورد نشجخوار فکجری، افکجار خودک ار، س بک پاس خ نش خوارگرایانه، مقي اس بيمارس تاني اض طرا و افس ردگي، افس ردگي ب ک، ش اخص ش دت کل ي پرسشنامه تجدید نظر شده فهرست علایم 90 سؤالي، سلامت عمومي و همبستگي منفي معناداری با پرسش نامههجا ی ذهجنآگاهي، رضایت زندگي، زندگي مبتني بر ارزش، کيفيت زندگي و رضایت از کار داشت. آلفای کرونبجاخ در شجش نمونجه مجوردمطالعه، بين 83/0 تا 93/0 و پایایي بازآزمایي بعد از یج ک مجاهبرابر با 80/0 بود. همچنين این پرسشنامجه حساسج يت خجوب ي نسبت به درمان نشان داد )3(. همچنين پژوهشجگران د یگجر ی مانند McCracken و همکاران) 19( در بيماران مبتلا به درد مزمن انگلستان ،Kim و Cho در دانشجویان کجره ای )20( و Solé و همکاران )21( در نوجوانجان کاتجالون نيج ز بجه بررسجي خصوصات روان سنجي CFQ پرداختهاند .
ابزارهای معتبر و پایا برای درک مکاني زمهایي که توسجط آندرمان مبتني بر پذیرش و تعهد منججر بجه ت ييج رات سجودمندم يشود، لازم است. فقدان ابزاری پایا و روا در زمينه آميختگي شناختي در کشور ایران و لزوم توجه به بررسي روایي و پایایي ابزارها در فرهنگها و زبانهجا ی مختلجف ضجرورت انججام ایج ن پژوهش را توجيه م يکند تجا ایج ن ابجزار در جمع يج ت بجال يني و غيرباليني در دو حوزه اقدامات باليني و پژوهشي به کار رود.

مواد و روش ها
پژوهش حاضر از نوع توصيفي مي باشد و جامعه آمجار ی آن شامل کليه دانشجویان دانشگاه علجوم پزشجکي شجه يد بهشجت ي است که در سال تحصيلي 1394-1393 مش ول بجه تحصجيل هسججتند. تعججداد 324 نفججر از ایججن دانشجججویان بججه صججورتنمونهگيری تصادفي خوشهای انتخا و پس از توضيح فرآینجد پژوهش و کسب رضایت آگاهانه و رعایت اصول اخلاقي در این پژوهش شرکت کردند. از دیج د کلج ين حجداقل نسجبت شجرکتکننده نسبت به مت ير باید دو بجه یج ک باشجد و هجر چجه ایج ن نسبت بزرگتر باشد بهتر است )22(. در پژوهش حاضجر نسجبتسه به یک انتخا شده است که نمونه برابر با 324 نفجر شجدهاست. ضجمناً تعج داد 23 نفجر بجه دليج ل نجا قص تکميج ل کجردنپرسشنامهها کنار گذاشجته شجدند و در نتيججه 23 نفجر د یگجر انتخا شدند تا نمونه بجه 324 نفجر برسجد. همچنجين از بج ين آزمودن يها تعداد 30 نفر انتخا شد تجا در مرحلجه بازآزمجایي که بعد از چهار هفته اجرا شد، شرکت کنند.
پس از مکاتبه با یکج ي از سجازندگان مق يج اس و اخجذ مججوز،CFQ توسط یکي از پژوهشگران )نفر اول( ،یک نفر دانشجوی کارشناسي ارشد زبان انگليسي و یک نفجر دانشججوی دکتجر ی زبان انگليسي به صورت مسجتقل از هجم ترجمجه شجد. سجپسنسخه واحدی از این سه ترجمه با همکاری یک نفر روانشناس بدست آمد و این نسخه واحد، جهت ترجمه معکجوس بجه یج ک نفر دانشجوی دکتری زبجان انگل يسج ي داده شجد. مجتن ترجمجهشده با متن اصلي مقایسه شد و اشکالات آن مورد بررسي و بجایکي از اسجات يد متخصجص در ایج ن زمينجه کجه توسجط یکج ي از سازندگان پرسشنامه معرفي شده بود مطرح و اصجلاحات لازمانجام شد. سپس روایي پرسشنامه توسط چهار نفجر از اسجاتيد دانشگاه مورد بررسي قرار گرفجت. در مرحلجه بعجد،CFQ روی نمونه 20 نفری از دانشجویان اجرا شد و از آنها خواسته شد تا پرسشنامه را به دقت بخوانند و سج ؤالاتي را کجه مجبهم اسجت، مشخص کرده و پيشنهادات خود را در مورد گزی نههجا ی مجبهمبنویسند. نسخهی نهایي به همراه یک نفر از اساتيد متخصجصدر زمينه درمان مبتني بر پذیرش و تعهد، مورد بررسي و تأیيد قرار گرفت و جهت اجرا آماده شد. جهت روایي همگرا و واگجرااز پرسشنامجه هجا ی باورپجذ یری افکجار و احساسجات اضجطرابي، پذیرش و عمل نسخه دو، پذیرش و عمل اضجطرا اجتمجاع ي، اضطرا در تعامل اجتماعي، زندگي مبتني بر ارزش و کيفيج ت زندگي سازمان جهاني بهداشت استفاده شد. نتایج بجا اسجتفادهاز نرم افزار SPSS و Amos تحليل و از روشهای همبسجتگ ي و تحليل عامل استفاده شد.
ابزارهای پژوهش:
1. پرسشنامه آميختگي شناختي )CFQ(. ایج ن پرسجش نامجه توسط Gillanders و همکاران )2014( ساخته شده است که دارای 7 سؤال است و به شيوه ليکرتي از “هج يچ وقجت درسجتنيست )1( تا کاملاً درست است )7(” نمرهگجذار ی مج يشجود و نمرات بالاتر آميختگي شجناخت ي بيشجتر را مجنعکس مج يکنجد .
Gillanders و همکجج اران )2014( در پژوهشجج ي بجج ر روی
نمونههای مختلفي بال بر 1800 نفجر شجواهد اوليج ه خجوب ي از ساختار عاملي، پایایي، ثبجات زمجاني، روای و روایجي افتراقج ي و حساسيت به درمان نشان دادنجد. پا یج ایي بازآزمجا یي آن بعجد ازدوره زماني 4 هفتهای برابر با 81/0 گزارش شده است )3(.
پرسججشنامججه باورپججذیری افکججار و احساسججات اضججطراب ي
)BAFT(. ای ن پرسشنام ه توس ط Herzberg و همک اران
)2012( با هدف سنجش آميختگج ي شجناخت ي در افجراد دارا ی اخ تلالات اض طرابي س اخته ش ده اس ت و ش امل 16 س ؤال م يباشد که تمایج ل فجرد بجه آميختگج ي بجا افکجار و احساسجاتاضطرابي را م يسنجد و به جای سنجش وجود، شدت یا درجه نشانه، ميزان اعتقاد هر فرد را در یک طيف ليکرتي از 1 )اصجلاً معتقد نيستم( تا 7 )کاملاً معتقجدم( مج يسجنجد . Herzberg و همکاران )2012( در پژوهشي روایي و پایایي این پرسجش نامجه را در افراد غير باليني و یک نمونجه افجراد دارای اضجطرا بجالامناسب گجزارش کردنجد؛ بجه طجوری کجه سجاختار عجاملي ایج ن پرسشنامه نشانگر سه عامل نگراني جسمي، تنظيم هيججان ، و ارزیابي منفي بود. ثبات دروني این پرسشنامه برای افراد سالم و افراد اضطرابي به ترتيب برابر با 90/0 و 91/0 بجود. بجهعجلاوهاین پرسشنامه و خرده مقياسهای آن یجک روایجي سجاخ تاری قوی با سایر مقي اسهای فرآیندی و پيامد در هجر دو جمع يج ت سالم و اضطرابي نشان داد. همچنج ين پایج ایي بازآزمجا یي آن در افراد اضطرابي 77/0 بود )17(. سلطاني، بحرینيج ان، مسججد ی آراني، فرهودیان و گچکار )1394( در پژوهشي نشان دادند که این پرسشنامه دارای سه عامل نگراني جسمي، تنظيم هيجان و ارزیابي منفي بود. بين این پرسشنامه بجاپرسجش نامجه هجا ی CFQ، پججذیرش و عمججل و اضججطرا در تعججاملات اجتمججاعي همبستگي مثبجت و بجا پجذیرش و عمجل اضجطرا اجتمجاعي، زندگي مبتني بجر ارزش و ک يفيج ت زنجدگ ي همبسجتگ ي منفج ي وجود داشت. ضجر یب آلفجا ی کرونبجاخ و پا یج ایي بازآزمجا یي بجهترتيب برابر با 82/0 و 81/0 بود )23(.
پرسشنامه پجذ یرش و عمجل ) II-AAQ: Acceptance and Action Questionnaire(. ایج ن پرسجش نامجه توسجطBond و همک اران )2007( س اخته ش ده و دارای 10 س ؤال اسججت کججه پججذیرش، اجتنججا تجربجج ي و انعطججاف ناپججذ یری روانشججناختي را مجج يسججنجد. نمججرات بججالاتر نشججاندهنججده انعطافپذیری رواني بيشتر است. بوند و همکاران در پژوهشج ي روی 2816 نفر در شش نمونه نشان دادند که این ابجزار دارا ی پایایي، روایي و اعتبار سازه رضایت بخشي است )24(. ميانگين آلفای کرونباخ 84/0 و پایایي بازآزمایي سه ماهه برابر بجا 81/0 و یک سجاله برابجر بجا 79/0 بجود. همچنجين ایج ن پرسجش نامجه دامنهای از پيامدها از سلامت رواني تا ميج زان غيبجت از کجار راپيش بيني م يکند و دارای روایي افتراقي مناسبي اسجت )24(. عباسي، فتي، مولودی و ضجراب ي )1391( در پژوهشج ي کفایج تروانسنجي این پرسشنامه را در ایران بدسجت آوردنجد. نتجایجتحليل عامل اکتشافي دو عامل اجتنجا از تججار هيججان ي و کنترل روی زنجدگ ي را نشجان داد. همسجاني درونج ي و ضجر یب تنصيف پرسشنامه در چهار گروه رضایت بخش بود )89-79(.
اجتنا تجربي از هيجان با نشانههجا ی افسجردگ ي و اضجطرا، مشکل در تنظيم هيجان و شاخصهای ناراحتي در پرسشنامه سلامت روان رابطه معن يداری نشان داد. روایي افتراقج ي عامجلاجتنا از تجار هيجاني و نه عامل کنترل روی زندگي در دو گروه باليني و غيرباليني تفاوت معن يداری نشان داد )25(.
Social ( پرسشنامه پذیرش و عمل اضجطرا اجتمجاعيAnxiety-Acceptance and Action Questionnaire:
SA-AAQ(. ایججن پرسجججشنامجججه توسجججط MacKenzie و Kocovski )2010( برای سنجش پذیرش نشانههای اضطرا اجتماعي یا ميزاني که افراد از افکار و احساسات خود در مجورداضطرا اجتماعي خود بدون تلاش برای ت ييج ر دادن آن آگجاههستند، ساخته شده است. آلفجا ی کرونبجاخ توسجط سجازندگانمقياس 94/0 گزارش شده است. همچنين این پرسجش نامجه از روایي مناسبي برخوردار است )26(. اعتبار این پرسشنامجه در ایران به روش بازآزمایي و آلفای کرونبجاخ بجه ترتيج ب برابجر بجا84/0 و 84/0 و روای ي آن ب ا پرس شنام ه پ ذیرش و عم ل و اضطرا در تعجاملات اج تمجاع ي بجه ترت يج ب برابجر بجا 58/0- و 49/0- به دست آمجده اسجت. همچنجين نتجا یج تحليج ل عامجل
نشان دهندهی سه مؤ لفهی پذیرش، تجربه بدون قضاوت و عمل بود )27(.
5. پرسشنامه اضطرا در تعامل اجتماعي )SIAS: Social Interaction Anxiety Scale(. ایج ن پرسجش نامجه توسجطHeimberg و همکاران )1992( ساخته شده است که شجامل
20 گویه است که سج ؤالات در مجورد واکجنش فجرد نسجبت بجهموقعي تهای مرتبط با تعامل اجتماعي گروهج ي و ميج ان فجرد ی است. نمرات بر اساس یک طيف ليکرتي از هرگز در مورد مجنصدق نم يکند )نمره صفر( تا کاملاً در مورد من صدق م يکنجد )نمره چهار( نمرهگذاری م يشود و نمرات بجالاتر نشجاندهنجدهسطوح بالاتر اضجطرا در تعجاملات اجتمجاعي اسجت. روا یجي و پایایي این پرسشنامه بجه ترتيج ب برابجر بجا 84/0 و 91/0 ذکجرشده است )28(. پایایي این پرسجش نامجه در کشجور ایج ران بجهروش بازآزمایي و آلفای کرونبجاخ بجه ترتيج ب برابجر بجا 79/0 و 90/0 و روایي آن با فرم کوتاه مقياس ترس از ارزیابي منفج ي و
پرسشنامه ترس مرضي اجتماعي بجه ترت يج ب برابجر بجا 54/0 و
68/0 بدست آمده است )29(.
پرسشنامه زنجدگ ي مبتنج ي بجر ارزش )VLQ: Valued Living Questionnaire(. این پرسجش نامجه یج ک ابجزار دوبخشي است کجه توسجط Wilson و همکجاران )2010( بجرا یسنجش زندگي مبتني بر ارزش طراحي شده است. در قسجمتاول ش رکت کنن دگان اهمي ت 10 ح وزه زن دگي را در ی ک مقياس ليکرت گونه مرتب م يکننجد. ایج ن حجوزه هجا ی زنجدگ ي موارد زیر را شامل م يشود: خجانواده، روابجط زناشجویي/ ازدواج /روابط صميمي یج ا عاشجقانه، فرزنجدپروری، دوسجت يهجا، شج ل،تحصججيلات، تفججریح یججا سججرگرمي، معنویججت، شججهروندی و خ ودمراقبتي فيزیک ي. بخ ش دوم ای ن پرس شنام ه از اف راد م يخواهد تا به یک شج يوه ليکرتج ي ایج ن کجه چقجدر در هفتجهگذشته به طور باثباتي بر اساس این الگجو ی رفتجار ی ارزشجمنددر هر حوزه زندگي کردهاند، را درجهبندی کنند. این بخجش ازپرسشنامه به عنوان یج ک مقيج اس خودسجنج ي، تناسجب بجين فعالي تهای واقعي مراجعان و الگوی رفتجار ی ارزشجمند آنهجا رام يسنجد )30(. آلفای کرونباخ پرسشنامه زنجدگ ي مبتنج ي بجرارزش در دو مطالعه بجرا ی بخجش اهم يج ت )Importance( بجهترتيب 79/0 و 83/0، برای بخجش ثبجات )Consistency( بجهترتيب 58/0 و 60/0 و برای بخش ترکيبي )Composite( بجهترتيب 65/0 و 74/0 گزارش شده است. پایایي بازآزمایي بجرا ی قسمت اهميت، ثبات و ترکيبي به ترتيب برابر بجا 90/0، 58/0 و 75/0 بود. همچنج ين روایجي سجازه و روا یجي همزمجان آن بجاحوزههای مشکلزای زندگي و نقاط قوت روانشناختي مناسجبگزارش شده است )30(. پایایي ایج ن پرسجش نامجه در پجژوهشحاضر به روش بازآزمایي و آلفای کرونباخ بجه ترت يج ب برابجر بجا
89/0 و 84/0 بود.
پرسشنام ه کيفي ت زن دگي س ازمان جه اني بهداش ت
)WHOQOL(. ایججن پرسججشنامججه چهججار حيطججه سججلامت جسماني، سلامت رواني، روابط اجتمجاع ي و سجلامت محجيط را با 24 سؤال م يسنجد )هر یک از حي طهها به ترتيج ب دارای 7، 6، 3 و 8 س ؤال م يباش د(. دو س ؤال اول ب ه ه يچ ی ک از حي طهها تعلق ندارند و وضعيت سلامت و کيفيت زندگي را بجهشکل کلي مورد ارزیابي قرار م يدهند، بنابراین پرسشنامجه در مجمججوع ،26 سججؤال دارد )31(. مطالعججات سججازمان جهججاني بهجداشت حاکي از مطلو بودن این پرسجش نامجه در بج يش از 40 کشجور م يباشجد )31(. بج هعجلاوه ، مشخصجات روان سجنج ي نسخ جه ایران ي ای ن پرس شنام ه نش ان داده اس ت ک ه ای ن
پرسشنامه مج يتواند در ایران نيج ز مجورد اسجتفاده قجرار گيج رد
.)32(

یافته ها
در این پژوهش تعداد 324 دانشجوی دانشگاه علوم پزشکي شهيد بهشتي تهران مورد مطالعه قرار گرفتند .109 نفر )6/33 درصد( از آزمودن يها از رشتههای دانشجکده پزشجکي، 80 نفجر )7/24 درصد( از دانشکده پرستاری، 57 نفر )6/17 درصجد( از دانشکده ت ذیه، 56 نفر )3/17 درصد( از دانشجکد ه بهداشجت و22 نفر )8/6 درصجد( از دانشجکده داروسجازی بودنجد . از لحجا جنسيت 135 نفر )7/41( مرد و 189 نفر )3/58( زن بودنجد و286 نفججر )3/88( مجججرد و 38 نفججر )7/11( متأهججل بودنججد.ميانگين سني آزمودن يهای پجژوهش برابجر بجا 01/22 بجود )بجادامنه سجن ي 18 تجا 43 سجال(. م يج انگين و انحجراف اسجتاندارد مت يرهای پژوهش بدین صورت بجود: پرسجش نامجه آميختگج ي شناختي برابر با 53/26 )28/9(، باورپذیری افکار و احساسجاتاض طرابي 87/73 )11/14(، اجتن ا تجرب ي 11/33 )08/1(، پذیرش و عمل اضطرا اجتمجاع ي 79/81 )71/16(، اضجطرا در تعامل اجتماعي 27/24 )05/14(، زندگي مبتنج ي بجر ارزش60/148 )67/2(، کيفيت زندگي 19/86 )87/11( بجود . جهجت بررسي روایي CFQ از روایجي سجازه )عجامل ي، همگجرا و واگجرا(استفاده شد. همچنين روایي پرسشنامجه توسجط چهجار نفجر ازاساتيد روانشناسي مورد بررسي و تأیيد قرار گرفت.
تحليل عاملي به روش مؤ لفههای اصجل ي. بجرا ی تعيجي ن روایجي سازهی CFQ از تحليل عاملي به روش مؤ لفههای اصلي همراه با چرخش واریماکس استفاده شجد. در تحل يج ل دادههجا ی ایج ن مقياس، مقدار ضریب KMO )شاخص کفایت نمونهگيری( 19 و آزمون کرویت بارتلت )شاخص کفایت مجاتر یس همبسجتگ ي( 20 نشان از وجود شجواهد کجافي بجرا ی انججام تحل يج ل عوامجلداشت. مقدار ضریب KMO، 87/0 و مقدار خي آزمون بارتلت 18/912 محاسبه شد که در سجطح 001/0<p معنج يدار بجود.
برای تعيين تعداد عوامل از نمودار اسکری استفاده شجد. بجدین صورت که با توجه به شيب نمودار، عوامل آشکار شده در شيب تند نمودار به عنوان عوامل اصلي قلمجداد گرد یج د و از پجذ یرش عامج لهایجي که بجه صجورت مجوازی در محجور خط شيب قجرار

جدول 2. شاخصهای برازش مدل تک عاملي پرسشنامه آميختگي شناختي بعد از اصلاح.
RMSEA IFI CFI AGFI GFI NFI CMIN/DF p df χ2
0/02 0/99 0/95 0/97 0/99 0/98 1/22 0/27 9 11/04

گرفتند، اجتنا شجد. نمودار اسکری وججود تنها یک عامجل را آشکار نمود که 89/54 درصد از واریانس مت يج ر مجورد نظجر راتبيين م يکنجد )ارزش و یجژه برابجر بجا 84/3(. نتجا یج بارگجذار یعاملي هر گویه بر روی این عامل در جدول 1 آمده است.
پس از انجام تحليل عامل اکتشافي، به منظجور تأیيج د عامجلاستخراج شده پرسشنامه، مدل تحليل عجامل ي بجا کجاربرد نجرمافزار Amos نسخه 16 مورد بررسي قرار گرفجت کجه نتجایج در جدول شماره 2 مشاهده م يشود.

جدول 1. نتایج تحليل عوامل پرسشنامه آميختگي شناختي بهروش مؤ لفههای اصلي.
بار عاملي سوال
0/67 1
0/76 2
0/72 3
0/81 4
0/75 5
0/63 6
0/81 7

این پژوهش به بررسي مت يرهای نشانگری مج يپجردازد کجهCFQ را تشکيل م يدهد. ایج ن مجدل بجا چهجار انجدازه بجرازشارزیابي شد: الف- مجذور کای )2χ(، – شجاخص بجرازش نجرمشده )NFI(، ج- شاخص برازش مقایسجه ای )CFI(، د- ریشجه دوم مجذورات خظجا ی تقریج ب )RMSEA(. نتجا یج هجر چهجارشاخص بعد از اصلاح، برازش مدل پيشنهاد شده را تأیيد کجرد.اندازه 2χ برابر با 78/18 بجود کجه نشجان مج يدهجد ميج ان مجدلپيشنهادی و دادههای مشاهده شده تناسب قابل قبجول ي وججوددارد. اندازه CFI و NFI به ترتيب برابر با 93/0 و 98/0 اسجتکه نشاندهندهی برازش آرماني مدل است .RMSEA تفجاوتميان ضرایب نمونه و ضرایب جامعجه را انجدازه مج يگيرنجد کجههرچه به صفر نزدی کتر باشد نشان م يدهنجد کجه مجدل دارای برازش بهتری است )33(. این شاخص برابر بجا 02/0 بجود کجهبرازش خو را نشان م يدهد. نتایج سایر شاخصهجا ی بجرازشمدل در جدول شماره 2 آورده شده است.

بج ه منظج ور بررسج ي نتج ایج روایج ي همگج را و واگج را از پرسش نامههای باورپذیری افکار و احساسات اضطرابي، پذیرش و عمل، پذیرش و عمل اضطرا اجتماعي، اضطرا در تعامجلاجتماعي، زندگي مبتني بجر ارزش و ک يفيج ت زنجدگ ي سجازمانجهاني بهداشت استفاده شد که نتایج در جدول شماره 3 آمده است. همان طور که در جدول شماره سجه مشجاهده مج يشجود ، بين CFQ با باورپذیری افکار و احساسات اضطرابي همبستگيمثبت معناداری وجود دارد. بين CFQ با پرسشنامه پذیرش و عمل همبستگي مثبت معناداری وجود دارد، بدین معني که هر چه نمرات آميختگي شناختي بالاتر م يرود، ميزان اجتنجا تجربي نيز بالا م يرود. بين CFQ با پرسجش نامجه اضجطرا درتعامل اجتماعي نيز همبسجتگ ي مثبجت معنجاداری وججود دارد.
بدین معني که هر چه ميزان آميختگي شناختي بالاتر م يرود، نمرات فرد در اضطرا در تعامل اجتماعي افجزا یش مج ي یابجد . بهعلاوه بين CFQ با پرسجش نامجه پجذ یرش و عمجل اضجطرا اجتماعي همبستگي منفي معنجادار ی وججود دارد. بجا افجزایش آميختگي شجناخت ي، پجذ یرش نشجانه هجا ی اضجطرا اجتمجاعي کاهش م يیابد. بين CFQ با زندگي مبتني بر ارزش و کيفيج ت زندگي نيز همبستگي منفج ي معنجادار ی وججود داشجت؛ بجدین معني که با افزایش ميزان آميختگي شناختي، اهميت ارزشها و انطباق رفتار با ارزش ها و کيفيت زندگي کاهش م يیابد.

جدول 3. ارتباط بين پرسشنامه آميختگي شناختي با سایر سازهها.
P ميزان
همبستگي تعداد نمونه مقياس
>0/001 0/47 324 باورپذیری افکار و
احساسات اضطرابي
>0/001 0/66 324 پذیرش و عمل
>0/001 -0/55 324 پذیرش و عمل اضطرا اجتماعي
>0/001 0/48 324 اضطرا در تعامل اجتماعي
>0/001 -0/13 324 زندگي مبتني بر ارزش
>0/001 -0/40 324 کيفيت زندگي

برای بررسج ي پایج ایي CFQ از دو روش همسجان ي درونج ي و پایایي بازآزمایي استفاده شد که نتایج نشان داد ضریب آلفجا ی کرونباخ برابر با 86/0 بود که نشاندهنجده ی ضجر یب همسجان ي بالای این پرسشنامه است. برای تعيين ضریب بازآزمجا یي نيج ز این پرسشنامه بعد از چهار هفته به 30 نفر از دانشجویان کجهدر مرحلهی اول شرکت داشتند داده شجد کجه نتجایج برابجر بجا86/0 بود.

بحث
هدف از پژوهش حاضر بررسي روایجي و پایج ایي CFQ بجود.این پرسشنامه با هدف سجنجش آم يختگج ي شجناخت ي سجاختهشده است. نتایج تحليل عامجل نشجان داد کجه تعجداد 7 سج ؤال CFQ بر روی یک عامل که همان آميختگج ي شجناخت ي اسجتبارگذاری م يشود. این عامل 89/54 درصد از واریج انس کجل راتبيين م يکند. نتایج تحليل عامل تأیيدی نيز نشانگر این است که مدل از برازش مناسبي برخوردار است و یا به عبارت دیگجر بين دادههای مشاهده شده با تناسب وجود دارد. نتایج تحليج ل عامل با یافته های Gillanders و همکاران )3(، Kim و Cho )20( و Solé و همکاران )21( همسو است که این پژوهشگران نيز یک عامل کلي را استخراج کردند. بجا ایج ن حجال، پجژوهشحاضر با McCracken و همکاران )19( ناهمسو اسجت کجه درتحليل عامل به دو عامل آميختگي شناختي و گسلش شناختي دست یافتند. علت این ناهمسجو یي مج يتوانجد بجه نمونجه مجوردبررسي و نسخه متفاوت این پرسشنامه مربوط باشد، به طوری که این پژوهشگران به بررسي خصوصيات روان سجنج ي CFQ در بيماران مبتلا به درد مزمن بجا اسجتفاده از فجرم 13 سج ؤالي پرسشنامه آميختگي شناختي پرداختند. به طور کلي م يتجوانهمسو با پژوهشهای قبلي این گونه عنوان کرد که پرسشنامه آميختگي شناختي دارای یک عامل م يباشد.
نتایج مربوط به روایي همگجرا و واگجرا نشجان داد کجهCFQ همبستگي مثبت معناداری با پرسشنامههای باورپذیری افکجارو احساسات اضجطراب ي، پجذ یرش و عمجل، اضجطرا در تعامجلاجتماعي و ارتباط منفي معناداری با پرسشنامههای پذیرش و عمل اضطرا اجتمجاع ي، زنجدگ ي مبتنج ي بجر ارزش و ک يفيج ت زندگي دارد. این یافتجه همسجو بجا پجژوهشهجا ی قبلج ي ماننجد
Gillanders و همکججججاران )3(، Kim و Cho )20( و Solé و همکججاران )21( اسججت. بججا ایججن حججال، بججرخلاف پججژوهشGillanders و همک اران )3( ک ه از مقي اس افک ار خودکجار اسججتفاده کردنججد، در ایججن پججژوهش جهججت روایججي همگججرا از پرسشنامه باورپذیری افکار و احساسات اضطرابي استفاده شجدکه همبستگي متوسط بين CFQ بجاپرسجش نامجه باورپجذ یری افکار و احساسات اضطرابي نشان مج يدهجد کجه ایج ن دو سجازهم يتوانند یک سازه که همان آميختگي شناختي است را مجوردسنجش قرار دهند؛ هر چند که پرسشنامه باورپذیری افکجار واحساسات اضطرابي، آميختگي شناختي را در بافجت اخجتلالاتاضطرابي مورد سنجش قرار م يدهد و CFQ با هدف سجنجشآميختگي شناختي به صورت کلي سجاخته شجده اسجت. ضجمناًهمان طور که در مقدمه ذکر شد تعریف آميختگي شناختي در این دو پرسشنامه متفاوت است به طوری کجهGillanders و همک اران )3( فقججط جنبججه ق راردادی و باورپ ذیری افکججار را آميختگي نم يدانند و تعریف آنها گستردهتر است. بج ين CFQ با پرسشنامه پذیرش و عمل نسخه دو همبستگي مثبت وجود داشت. همان طور کجه سجازندگان اصجلي پرسجش نامجه عنجوانم يکنند بين سؤالات این دو پرسشنامه همپوشي وجود دارد و از آنجججایي کججه پرسججشنامججه پججذیرش و عمججل نسججخه دو،انعطافناپذیری روانشناختي را م يسنجد و آميختگي شناختي یکي از مؤ لفههای انعطافناپذیری شجناخت ي اسجت، همبسجتگي مثبت بين این دو پرسشنامه منطقي بجه نظجر مج يرسجد. ایج ن مسأله همچنين با مدل درمان پجذ یرش و تعهجد نيج ز همخجواناست. همبستگي منفي CFQ با پرسجش نامجه پجذ یرش و عمجلاضطرا اجتماعي نيز در همين راستا قابل توجيه اسجت. ذکجراین نکته حاضر اهميت است که همبستگي منفي بين ایج ن دو پرسشنامه به خاطر نمرهگذاری معکوس پرسشنامه دوم بجودهاست .یکج ي دیگجر از نتجا یج مهجم پجژوهش حاضجر همبسجتگي معنادار بيشتر CFQ با پرسشنامه پذیرش و عمجل در مقا یسجه با پرسجش نامجه باورپجذ یری افکجار و احساسجات اضجطرابي بجود.
هرچند که ارتباط بين پرسشنامه باورپذیری و افکار احساسات اضطرابي با پرسشنامه پذیرش و عمل اضطرا اجتمجاع ي ایج ن مسأله را مجورد ترد یج د قجرار مج يدهجد . بجا توججه بجه ایج ن کجهپرسشنامه اضطرا و عمل اضطرا اجتماعي با هدف سنجش پذیرش نشانههجا ی اضجطرا اجتمجاعي سجاخته شجده اسجت وپرسشنامه باورپجذ یری افکجار و احساسجات اضجطرابي در بافجتاخججتلالات اضججطرابي مجج يباشججد، همبسججتگي بججالای ایججن دو پرسشنامه قابل تبيين اسجت. همچنجين ایج ن یافتجه شجا ید بجههمپوشي سازههای درمان مبتني بجر پجذیرش و تعهجد مربجوطباشد. همبستگي مثبت بين CFQ با علایم اضطرا اجتمجاع ي و همبستگي منفي آن بجا زنجدگي مبتنج ي بجر ارزش و ک يفيج ت زندگي همخوان با یافته Gillanders و همکاران )3( است که بين CFQ و مقياسهای آسي بشناسي رواني ارتبجاط مثبجت وپرسشنامههای مقياس رضجا یت زنجدگ ي، پرسجش نامجه زنجدگ ي ارزشمندانه ،پرسشنامه کيفيت زندگي ارتباط منفج ي را نشجاندادند .Kim و Cho )20( نيز نشان دادنجد کجهCFQ ارتبجاطمنفي معناداری با انعطاف پذیری روانشناختي، ذهجن آگجاه ي و کيفي ت زنجدگي و ارتب اط مثب ت معن اداری ب ا افس ردگي و اضطرا داشت. ضرایب آلفجا ی کرونبجاخ در مق يج اس اصجل ي در نمونههای مختلف )88/0 تا 93( بود که در جمعيت دانشجویي برابر با 90/0 بود. ضریب آلفای کرونباخ در پژوهش حاضر برابر با 86/0 بود کجه نشجان دهنجده ی ضجر یب همسجان ي بجالا ی ایج ن پرسشنامه و همسویي آن با پجژوهش سجازندگان مقيج اس )3(، McCracken و همکجججاران )19( و Solé و همکجججاران )21( است. نتایج پایایي بازآزمایي بالا نيز همسو با نتجا یج سجازندگانمقياس )3( است. پژوهش حاضر روی یک نمونه دانشجویي در دانشگاه علوم پزشکي شجه يد بهشجت ي انججام شجده اسجت و درتعميم نتایج آن بایج د بجا احت يج اط عمجل کجرد. تحقيقجات آتج ي م يتوانن د ب ه بررس ي روای ي و پای ایي ای ن پرس شنام ه در اختلالات رواني مختلف پرداخته و به بررسج ي روایجي همگجرا وواگرای این پرسشنامه با سایر ابزارهای موجود بپردازند.

نتيجه گيری
در نهایت م يتوان گفت که CFQ از روایي و پایایي مناسبي در جمعيت دانشجویي دانشگاه علجوم پزشجکي شجه يد بهشجت ي برخوردار است و م يتوان از این پرسشنامه بجه عنجوان ابجزاری معتبر در پژوهش و درمان استفاده کرد.

تشکر و قدرداني
از دانشجویان محترم دانشگاه علوم پزشجک ي شجه يد بهشجت ي که در انجام این پژوهش ما را یاری رساندند، تشکر و قجدردان ي م يشود.

REFERENCES

Hayes SC, Strosahl K, Wilson KG. Acceptance and Commitment Therapy: An experiential approach to behavior change. New York: The Guilford Press; 1999.
Hayes SC, Strosahl KD, Wilson KG. Acceptance and Commitment Therapy: The process and practice of mindful change. 2nd ed. New York: Guilford Press; 2011.
Gillanders DT, Bolderston H, Bond FW, Dempster M, Flaxman PE, Campbell L, et al. The development and initial validation of the cognitive fusion questionnaire. Behav Ther 2014; 45(1):83-101.
Zettle RD, Hayes SC. Dysfunctional control by client verbal behavior: The context of reason giving. Anal Verbal Behav1986; 4:30-38.
Zettle RD, Rains JC. Group cognitive and contextual therapies in treatment of depression. J Clin Psychol 1989; 45:438-45.
Gaudiano BA, Herbert J D. Acute treatment of inpatients with psychotic symptoms using acceptance and commitment therapy: Pilot results. Behav Res Ther 2006; 44(3):415-.73
Juarascio AS. Acceptance and Commitment Therapy as a novel treatment for eating Disorders: An initial test of efficacy and mediation (Dissertation). Drexel University; 2011.
Twohig M. P, Shoenberger D, Hayes SC. A preliminary investigation of acceptance and commitment therapy as a treatment for marijuana dependence in adults. J Appl Behav Anal 2007; 40(4):619-32.
Twohig MP. Acceptance and commitment therapy for treatment-resistant posttraumatic stress disorder: A case study. Cogn Behav Pract 2009; 16:243-52.
Twohig MP. The application of acceptance and commitment therapy to obsessive– compulsive disorder. Cogn Behav Pract 2009; 16:18-28.
Zettle RD. Acceptance and commitment therapy versus systematic desensitization in treatment of mathematics anxiety. Psychol Record 2003; 53:197-215.
Dalrymple KL, Herbert JD. Acceptance and commitment therapy for generalized social anxiety disorder: A pilot study. Behav Modif 2007; 31:543-68.
Eifert GH, Forsyth J P. Acceptance and commitment therapy for anxiety disorders: A practitioner’s treatment guide to using mindfulness, acceptance, and value-based behavior change strategies. Oakland, CA: New Harbinger; 2005.
Eifert GH, Forsyth J P, Arch J, Espejo E, Keller M, Langer D. Acceptance and commitment therapy for anxiety disorders: Three case studies exemplifying a unified treatment protocol. Cogn Behav Pract 2009; 16:368-85.
Hollon SD, Kendall PC. Cognitive self statements in depression: Development of an automatic thoughts questionnaire. Cogn Ther Res 1980; 4:383-95.
Greco LA, Lambert W, Baer RA. Psychological inflexibility in childhood and adolescence: Development and evaluation of the Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth. Psychol Assess 2008; 20(2):93-102.
Herzberg KN, Sheppard SC, Forsyth JP, Credé M, Earleywine M, Eifert GH. The Believability of Anxious Feelings and Thoughts Questionnaire (BAFT): A psychometric evaluation of cognitive fusion in a nonclinical and highly anxious community sample. Psychol Assess 2012; 24(4):877-91.
Forman EM, Herbert JD, Juarascio AS, Yeomans PD, Zebell JA, Elizabeth M, et al. The Drexel defusion scale: A new measure of experiential distancing. J Context Behav Sci 2012; 1:55-65.
McCracken LM, DaSilva P, Skillicorn B, Doherty R. The cognitive fusion questionnaire: a preliminary study of psychometric properties and prediction of functioning in chronic pain. Clin J Pain 2014; 30(10):894-901.
Kim, Cho S. Psychometric properties of a Korean version of the Cognitive Fusion Questionnaire. Soc Behav Pers 2015; 43:1715-24.
Solé E, Racine M, Castarlenas E, Vega R de la, Tomé-Pires C, Jensen M, Miró J. The psychometric properties of the cognitive fusion questionnaire in adolescents. Eur J Psychol Assess 2016; 32:181-6
.22 Brace N, Kemp R, Snelgar R. SPSS for Psychologist. 3rd edition. Aliabadi KH, Samadi SA, Translator. Tehran:
Dovran Publication; 2009. (Text in Persian)
Soltani E, Bahrainian SA, Masjedi Arani A, Farhoudian A, Gachkar L. Psychometric properties of the Believability of Anxious Feelings and Thoughts Questionnaire (BAFT). Pajoohandeh J 2015; 20(5):273-82. (Full Text in Persion).
Bond FW, Hayes SC, Baer RA, Carpenter KM, Guenole N, Orcutt HK, et al. Preliminary psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II: A revised measure of psychological inflexibility and experiential avoidance. Behav Ther 2011; 42( 4): 676-88.
Abasi E, Fti L, Molodi R, Zarabi H. Psychometric properties of Persian Version of Acceptance and Action Questionnaire-II. J Psychol Models Methods 2013; 2(10):65-80. (Full Text in Persian)
MacKenzie MB, Kocovski NL. Self-reported acceptance of social anxiety symptoms: Development and validation of the Social Anxiety – Acceptance and Action Questionnaire. Int J Behav Consult Ther 2010; 6:214-32.
Soltani E, Bahrainian SA, Masjedi Arani A, Farhoudian A, Gachkar L. Psychometric properties of the PersianVersion of the Social Anxiety Acceptance and Action Questionnaire. Iran J Psychiatry Behav Sci 2016; 10(2): e3753.
Heimberg RG, Mueller GP, Holt CS, Hope DA, Liebowitz MR. Assessment of anxiety in social interaction and being observed by others: The social interaction anxiety scale and the social phobia scale. Behav Ther 1992; 23:53-73.
Tavoli A, Allahyari A, Azadfallah P, Fathi Ashtiani A, Melyani M, Sahragard M. Validity and reliability of the Farsi Version of Social Interaction Anxiety Scale (SIAS). IJPCP 2012; 18( 3):227-32. (Full Text in Persian)
Wilson KG, Sandoz EK, Kitchens J. The Valued Living Questionnaire: Defining and measuring valued action within a behavioral framework. Psychol Record 2010; 60:249-.27
WHOQOL group. WHOQOL-brief introduction, administration and scoring, field trial version. World Health Organization, Geneva; .6991
Nejat S, Montazeri A, Holakouie Naieni K, Mohammad K, Majdzadeh SR. The World Health Organization quality of Life (WHOQOL-BREF) questionnaire: Translation and validation study of the Iranian version. Sci J Sch 2004; 4:112. (Full Text in Persian)
Pasha Sharifi H, Farzad V, Rezakhani SD, Hasanabadi HR, Izanlu B, Habibi M. Applied Multivariate Research (Design and Interpretation). Tehran, Roshd Publication; 2012. (Text in Persian)



قیمت: تومان

دسته بندی : پزشکی

دیدگاهتان را بنویسید