روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس مانیای یانگ بین بیماران افسرده تک قطبی و دوقطبی و جمعیت عمومی

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس مانیای یانگ بین بیماران افسرده تک قطبی و دوقطبی و جمعیت عمومی 4 3 2 *1 امراله ابراهیمی زهرا خی ر حمید نصیری علیرضا برنامنش 0- دانشیار گروه روانپزشکی. 2- دانشجوی دکتری روانشناسی. 7- کارشناس ارشد روانشناسی بالینی. 7- کارشناس ارشد روانشناسی. 0 -گروه روانپزشکی مرکز تحقیقات علوم رفتاری دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی اصفهان اصفهان ایران. 2 -گروه روان شناسی دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی دانشگاه اصفهان اصفهان ایران. چکیده زمینه و هدف: اختالل افسردگی دوقطبی هم از لحاظ مبانی بیولوژیکی هم از نظر پدیدارشناختی عالئم از افسردگی غیردوقطبی متفاوت است.تشخیص ماهیت این دو در فاز افسردگی کمی دشوار و مستلزم مصاحبه دقیق و ابزار سنجش مناسب است. هدف پژوهش حاضر تعیین روایی پایایی توان تمایزی و ساختار عاملی مقیاس سنجش مانیای یانگ (YMRS) بود. روش بررسی: این مطالعه از نوع زمینه یابی و روان سنجی است. شرکت کنندگان 763 نفر شامل 021 بیمار مبتال به اختالل دوقطبی 026 بیمار مبتال به اختالل افسردگی عمده و 020 فرد بهنجار از مراکز درمانی وابسته به دانشگاه علوم پزشکی اصفهان و مطب های خصوصی بودند. مقیاس درجه بندی مانیای یانگ (YMRS) مقیاس درجه بندی افسردگی دوقطبی (BDRS) مقیاس درجه بندی افسردگی همیلتون (HDRS) و پرسشنامه افسردگی بک (BDI) برای گردآوری داده ها به کار رفتند و داده ها با استفاده از آزمون همبستگی پیرسون تحلیل عاملی و تحلیل تمایزات تحلیل شدند. یافتهها: مقیاس درجه بندی مانیای یانگ در جمعیت ایرانی همسانی درونی باالیی )0/82=α( داشت و روایی آن از طریق همبستگی باال با زیرمقیاس آمیخته ی مقیاس درجه بندی افسردگی دوقطبی )1.37.0( تایید شد. تحلیل عاملی سه عامل فزون فعالی رفتارهای پرخطر و پیش آگهی را بر اساس مالک های تشخیصیDSM-5 شناسایی کرد. مناسب ترین نقطه برش بالینی نمره 3/0 با حساسیت 62/0 درصد و ویژگی 98 درصد در شناسایی بیماران تک قطبی از دوقطبی بود. نتیجهگیری: نسخه فارسی مقیاس سنجش مانیای یانگ از ویژگی های روان سنجی مطلوبی برخوردار است و قدرت تمایز افسردگی دوقطبی از تک قطبی را دارد. واژه های کلیدی: مقیاس سنجش مانیای یانگ روایی پایایی ساختار عاملی افسردگی. 7- گروه روانپزشکی مرکز تحقیقات روان تنی دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی اصفهان اصفهان ایران. 7 -گروه روانپزشکی مرکز تحقیقات علوم رفتاری دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی اصفهان اصفهان ایران * نویسندۀ مسؤول: امراله ابراهیمی گروه روانپزشکی مرکز تحقیقات علوم رفتاری دانشکده پزشکی دانشگاه علوم پزشکی اصفهان اصفهان ایران. تلفن: 11898791030209 Email: a_ebrahimi@med.mui.ac.ir دریافت مقاله: 1315/8/21 دریافت مقالۀ اصالحشده: 1316/4/4 اعالم قبولی: 1316/4/28

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 334 مقدمه شاید ساده ترین رویکرد برای درک اختالالت خلقی این باشد که به طور کلی آن ها را به عنوان حاالت گوناگون افسردگی ببینیم. چرا که از بعضی جهات افسردگی به آسانی قابل درک است. بیشتر افراد داشتن خلق پایین را "غمگینی" محسوب می کنند. به طور کلی دو نوع اصلی افسردگی عبارتند از اختالالت تک قطبی و دوقطبی در بیماران دوقطبی عالوه بر افسردگی وضعیت های خلقی دیگری که فراتر از احساس سرحالی )سرخوشی شنگولی همراه با ویژگیهای مربوطه( باشند نیز میتواند اتفاق بیفتد. پژوهش هایی که تمرکز خود را بر دوره بیماری و تاریخچه خانوادگی در تشخیص قرار دادند دریافتند که بیماران با اختالل دوقطبی تاریخچه خانوادگی مشابه با بیماران با افسردگی تک قطبی داشتند اما بیماران با افسردگی تک قطبی معموال تاریخچه خانوادگی از اختالل دوقطبی نداشتند. به عالوه اختالل دوقطبی تقریبا در همه بیماران بدون استثناء عود کننده بود در حالی که افسردگی تک قطبی در نیمی از بیماران )فقط شامل یک یا دو دوره( عود کننده بود. در روانپزشکی معاصر اختالالت خلقی یا تک قطبی و یا دوقطبی می باشند. تفاوت در این است که آیا مانیا/ هیپومانیا وجود دارد یا ندارد. در واقع اختالل دوقطبی بیماری است با دوره های تکراری و عود کننده از مانیا و افسردگی. گاهی اوقات از اصطالح مانیای خالص یا مانیای تک قطبی mania) (Pure mania or Unipolar برای توصیف افرادی استفاده می شود که دوره های افسردگی نداشته اند )0(. تشخیص و درمان اختالالت خلقی در DSM-5 اندکی ظریف تر و دقیق تر شده است. طبقهی تشخیصی اختالالت خلقی درDSM-IV در راهنمای جدید به دو طبقهی مجزای اختالالت دو قطبی و اختالالت مرتبط با آن و اختالالت افسردگی تقسیم شده است. طبقهی تشخیصی اختالالت دو قطبی و اختالالت مرتبط با آن به عنوان سومین طبقهی تشخیصی و یک طبقهی جدید شامل اختالالتی نظیر اختالل دو قطبی نوع I نوع II و اختالل خلق ادواری است. عالوه بر این در راهنمای جدید اختالل دو قطبی نوع I با دوره واحد مانیا به طور کل و تشخیص دورهی مختلط نیز به نفع تصریح کنندهی ویژگیهای مختلط که قابل کاربرد برای تشخیصهای مانیا هیپومانیا و افسردگی است حذف شده اند )2(. در DSM-5 یک تعیین کننده جدید به نام "به همراه ویژگیهای آمیخته" feature) (With mixed جایگزین معیار قدیمی دوره آمیخته در DSM-IV شده است. این تعیین کننده در صورت حضور ویژگیهای مانیا یا هیپومانیا می تواند درمورد دوره های افسردگی عمده به کار رود. یکی دیگر از اسپسیفایر های جدید که باید در همه اختالالت خلقی از جمله اختالالت دوقطبی و اختالالت مرتبط در نظر گرفته شود "تنش اضطرابی" نام دارد و به اشخاصی اشاره دارد که معیارهای تشخیصی عالئم اضطراب آن ها فراتر از DSM-5 برای یک دوره خلقی )مانیک هیپومانیک یا افسرده( است )7(. برابر با میزان شیوع اختالل دوقطبی نوع اول در طول عمر 1-2/7 دوقطبی نوع دوم 1/7-7/9 سیکلوتایمیا 1/0-6/7 و هیپومانیا 2/6-3/9 درصد می باشد. دوقطبی نوع اول دارای شیوع یکسان در دو جنس است. اپیزودهای مانیا در مردان شایعتر از زنان بوده و اپیزودهای افسردگی در زنان شیوع بیشتری دارد تا مردان. زمانی که دوره مانیا در زنان رخ می دهد تابلوی بالینی مخلوط بیشتر نشان می دهند و زنان دوره های تند چرخش بیشتر نشان می دهند. ادبیات پژوهشی نشان داده است گر چه افسردگی و مانیا به لحاظ پدیدارشناختی متضاد یکدیگرند اما بیماران در فاز مانیک در اختالل دوقطبی بیش از بیماران افسرده کاهش در سطوح مارکرهای التهابی خود را نشان می دهند. از دیگر ویژگی های تفکیک کننده افسردگی از مانیا فعالیت حرکتی است

335 امراله ابراهیمی و همکاران 0. اعتبار)پایایی( مقیاس سنجش مانیای یانگ در که آرام (Bradykinesia) یا آشفته (Hyperkinesia) می تواند باشد )7(. مقیاس سنجش مانیای یانگ توسط یانگ در سال 0839 ساخته شده است )0(. این مقیاس وسیله ای عینی به منظور کمی کردن شدت مانیاست که توسط درمانگر بر اساس گزارش فردی بیمار و مشاهده وضعیت و شرایط بالینی وی برآورد می شود )6(. ضریب همبستگی مقیاس شیدایی یانگ در بررسی پایایی بین ارزیاب ها 1/87 گزارش شده است. در سنجش اعتبار مقیاس مانیای یانگ در مطالعه )3( دامنه ضرایب همبستگی کل سواالت 1/713-1/973 می باشد. از طرفی دیگر برای قضاوت بالینی بهبودی نمره YMRS 12 در نظر گرفته شده است )9(. در ایران در پژوهش) 8 ( به هنجاریابی اعتبار و روایی مقیاس مانیای یانگ پرداخته شده و نتایج بررسی آن ها روی 67 بیمار مانیک بستری نشان داد که ضریب آلفای کرونباخ برابر با 1/32 و اعتبار بین ارزشیابان 1/86 بود. ضریب روایی تشخیصی نمرات کل و عضویت گروهی 1/97 و روایی همزمان مقیاس یانگ با پرسشنامه تشخیصی جامع بین المللی برابر با 1/93 محاسبه شد. نتایج تحلیل تمایزات بیانگر نقطه برش 03/07 حساسیت 89/7 درصد و ویژگی 89/7 درصد بود. هدف این مطالعه تعیین ویژگی های روانسنجی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس سنجش مانیای یانگ در بین بیماران مبتال به افسردگی دوقطبی و تک قطبی بود و عالوه بر گروه بیماران گروه کنترل سالم نیز مشارکت داشته اند و حجم نمونه بزرگتری از بیماران غیر بستری مورد بررسی قرار گرفته اند و با توجه به تغییر شیوع اختالالت روانپزشکی ممکن است با گذشت زمان نقطه برش این آزمونها تغییر کند و بازبینی روایی و پایایی یک امر رایج در آزمونهای روان شناختی است. پژوهش جاری به دنبال پاسخ سواالت زیر است: بیماران مبتال به افسردگی دوقطبی و تک قطبی چقدر است دارد است است 2. آیا مقیاس سنجش مانیای یانگ روایی همزمان 7. روایی تمایزی مقیاس سنجش مانیای یانگ چقدر 7. ساختار عاملی مقیاس سنجش مانیای یانگ چقدر روش بررسی این مطالعه از نوع زمینه یابی و روان سنجی است. نمونه پژوهش حاضر عبارت بود از 021 بیمار مبتال به اختالل دوقطبی 026 بیمار افسرده مبتال به اختالل افسردگی عمده )تک قطبی( و 020 نفر از جمعیت بهنجار. بیماران به شیوه در دسترس از مراجعان درمانگاههای روانپزشکی وابسته به دانشگاه علوم پزشکی اصفهان در سال 0781-80 انتخاب شدند. افراد بهنجار از همراهان بیماران و کارکنان مراکز درمانی مذکور به صورت همتاسازی شده بر اساس ویژگی های جمعیت شناختی )سن جنسیت تحصیالت( بیماران انتخاب شدند)چگونه توضیح بیشتر الازم است(. سالمت روان شناختی کارکنان و همراهان از طریق مصاحبه بالینی توسط روان شناس یا روانپزشک مورد تایید قرار گرفت. مالک های ورود عبارت بودند از: تشخیص قطعی یکی از اختالالت افسردگی یا دوقطبی توسط روانپزشک بر مبنای مالکهای تشخیصی DSM-IV-IR سن 09-60 سال سواد حداقل در حد خواندن و نوشتن و تکلم به زبان فارسی عدم ابتال به یکی از اختالالت جدی نورولوژیک و عقب ماندگی ذهنی سوء مصرف مواد و عدم وجود نشانه های اختالالت روان پریشی حاد. در صورت عدم عدم تمایل به تکمیل پرسشنامه ها و یا پرسشنامه های ناقص از مطالعه و تحلیل خارج می شوند.

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 336 ابزار اصلی این پژوهش مقیاس سنجش مانیای یانگ Scale) (Young Mania Rating است که هدف مطالعه جاری بررسی ویژگی های روان سنجی آن می باشد. این مقیاس در سال 0839 توسط یانگ به وجود آمد و دارای روائی همزمان 1/86 پایایی ارزیابان 1/82 و آلفای کرونباخ 1/32 میباشد و در سال 0797 در دانشگاه اصفهان هنجاریابی شده و بر این اساس ضریب پایایی به شیوه آلفای کرونباخ و پایایی بین ارزشیابان محاسبه شده که نتایج نشان دهنده وجود پایایی 1/32 برای گروه بیمار و 1/62 برای گروه هنجار و پایایی بین ارزشیابان 1/86 بود. همچنین ضریب روایی تشخیص نمرات کل و عضویت گروهی )همبستگی کانونی( برابر با 1/82 به دست آمد و نتایج تحلیل روایی سواالت نشان دهنده قدرت تشخیص باالی همه سواالت در تفکیک گروه بهنجاراز بیمار بوده است) 8 (. این مقیاس دارای یازده آیتم میباشد هفت آیتم از 1 تا 7 و چهار آیتم از 1 تا 9 بر اساس مصاحبه بالینی با بیمار نمره دهی میشوند. نمره کلی از 1-61 میباشد که کمتر از 03 نرمال و بیشتر از آن مانیا در نظر گرفته میشود. جهت تعیین روایی همزمان مقیاس مانیای یانگ از پرسشنامه افسردگی بک Inventory) (Beck Depression ویراست دوم مقیاس افسردگی همیلتون (HRSD) و مقیاس افسردگی دو قطبی (BDRS) استفاده شد. مقیاس افسردگی بک ویراست دوم: از 20 گویه تشکیل شده است. هر گویه بین صفر تا سه نمره می گیرد و محدوده نمره کل بین صفر تا 67 است. روایی همزمان پرسشنامه از راه همبستگی با مصاحبه روانپژشکی 1/33 و پایایی به روش دو نیمه سازی 1/81 و به روش بازآزمایی 1/30 بوده است )01(. همبستگی این پرسشنامه با مقیاس درجه بندی افسردگی هامیلتون افسردگی زونگ (Zung Scale) Self-Rating Depression خرده مقیاس افسردگی در پرسشنامه شخصیت مینه سوتا (MMPI-2D) و عامل افسردگی در چک لیست عالئم (SCL-90-R) در بیماران روانپزشکی حدود 1/61 است ) 00 (.در مورد ویژگی های روان سنجی نسخه فارسی کرونباخ BDI-II ضریب آلفای 1/80 ضریب همبستگی دو نیمه سازی 1/98 ضریب بازآزمایی دو هفته ای 1/87 و ضریب همبستگی با ویراست اول همین مقیاس 1/87 گزارش شده است) 02 (. در این پژوهش مقیاس درجه بندی افسردگی هامیلتون Scale) (Hamilton Depression Rating برای سنجش شدت نشانه های افسردگی در قالب مصاحبه بالینی به کار رفت این مقیاس توسط هامیلتون ابداع شده است )07(. این مقیاس 27 گویه دارد و توسط بالینگر روی مقیاس لیکرت نمره گذاری می شود. روایی همزمان و سازه آن از راه توافق بین ارزیابها در نمره HDRS با نمره مصاحبه بالینی ساختار یافته بالینی به طور مستقل تایید شده است. حساسیت آن در تشخیص موارد مثبت افسردگی %93 و باالترین سطح حساسیت و ویژگی HDRS در مطالعات متعدد در نقطه برش بالینی 03 دیده شده است که در آن حساسیت %62/7 و ویژگی %82 بوده است )07(. در ایران روایی این ابزار از راه همبستگی با مقیاس افسردگی بک و مقیاس نگرشهای ناکارآمد Scale) (Dysfunctional Attitudes به ترتیب 1/00 و 1/78 و پایایی بین ارزیابها 1/80 گزارش شده است )00(. مقیاس درجه بندی افسردگی دوقطبی (Bipolar Scale) Depression Rating یکی از معتبرترین مقیاس های سنجش افسردگی و تشخیص افتراقی در اختالالت دوقطبی است و توسط مایکل برک در سال 2113 تهیه شده است که در این مطالعه برای تفکیک افسردگی تک و دوقطبی از آن استفاده شده است. این مقیاس 21 گویه و سه خرده مقیاس دارد. نمره گذاری به روش لیکرت چهار درجه ای از صفر تا سه توسط بالینگر انجام می شود. روایی سازه این مقیاس از راه همبستگی 1/37 با HDRS 1/30 با YMRS و 1/81 با MADRS تایید و ضریب آلفای کرونباخ ان 1/82 گزارش شده است )06(. در مطالعه ای

333 امراله ابراهیمی و همکاران دارای همسانی درونی باال )1/90=α( بود و روایی آن از 8(. 0 عامل سوم با ارزش ویژه 0/18 حدود %01 واریانس طریق همبستگی باال با پرسشنامه افسردگی بک )1/60( و مقیاس درجه بندی افسردگی هامیلتون )1/30( تایید شد.)02( در پژوهش فوق برای تعیین روایی و پایایی پرسشنامه ی مانیای یانگ از ضرایب همبستگی پیرسون و اسپیرمن و از روش تحلیل تمایزات و منحنی ROC برای تعیین حساسیت و ویژگی و از تحلیل عاملی اکتشافی با چرخش واریماکس برای تعیین ساختار عاملی استفاده گردید و داده ها توسط نرم افزار SPSS-23 مورد تحلیل قرار گرفت. یافتهها ویژگیهای جمعیت شناختی نمونه مورد بررسی در جدول 0 ارائه شده است. به منظور تعیین ساختار عاملی مقیاس مانیای یانگ از تحلیل عاملی اکتشافی با استفاده از روش استخراج مولفه اصلی و چرخش واریماکس استفاده شد )جدول 2(. مالک کفایت نمونه گیری کیسر- مایر- الکین 1/90 محاسبه شد که نشان داد داده ها برای تحلیل مولفه های اصلی مناسب اند. به همین ترتیب آزمون بارتلت معنادار بود (0.001 >P) که حاکی از وجود همبستگی کافی بین متغیرها بود. با استفاده از مالک نگهداری عامل هایی که ارزش های ویژه بزرگ تر از 0 کیسر- گاتمن است راه حل سه عاملی واضح ترین استخراج را فراهم کرد. این سه عامل %67/72 کل واریانس را تبیین کردند. در جدول 0 نتایج تحلیل عاملی سواالت را نشان داده است. اشتراکهای مربوط به هر یک از 00 ماده با دامنه ای از 1/00 تا 1/30 کمابیش باال بود. عامل اول با ارزش ویژه 7/7 حدود %71 واریانس را تبیین کرد و دارای پنج ماده بود )سواالت 0 2 9(. 3 6 عامل دوم با ارزش ویژه 0/6 حدود %07/0 واریانس را تبیین کرد و شامل چهار ماده بود )سواالت 7 7 را تبیین کرد و شامل دو ماده بود )سواالت 00(. 01 برای سنجش همسانی درونی مقیاس مانیای یانگ از ضریب آلفای کرونباخ درمورد نمره های آزمودنی ها استفاده شد )جدول شماره دست آمده درکل نمونه 7(. ضریب آلفای کرونباخ به (367=N) برابر با 1/92 بود که نشان دهنده همسانی درونی رضایتبخش مقیاس فوق باشد. می نتایج منعکس شده در جدول 7 آلفای کرونباخ تک تک سوال های مقیاس مانیای یانگ را در سه گروه نشان می دهد. بر اساس آن می توان گفت که در گروه بهنجار که وضعیت خلقی افراد توزیع نرمال دارد برآورد بهتری از آلفای کرونباخ نمایش داده شده است. روایی همزمان مقیاس سنجش مانیای یانگ با پرسشنامه بک مقیاس درجه بندی افسردگی همیلتون و مقیاس درجه بندی افسردگی دوقطبی تعیین شد. این یافته ها در جدول 0 منعکس شده است. یافتههای جدول 0 حاکی از آن است که بیشترین میزان همبستگی را زیر مقیاس آمیخته ی )عالئم افسردگی و مانیا( پرسشنامه افسردگی دو قطبی با مقیاس مانیای یانگ دارد. در مرحله بعدی پژوهش به منظور تعیین توان تمایز گزاری تحلیل تمایز همزمان انجام شد تا مشخص شود که آیا مقیاس مانیای یانگ میتواند 0. بیمار را از سالم و 2. افسردگی تک قطبی را از دو قطبی متمایزکند المبدای ویلکز کلی معنادار بود: P<0.001 Ʌ= 0.76, X², (1, N=241) = 64, که نشان می دهد در کل سواالت مقیاس مانیای یانگ دو گروه سالم را از دو قطبی تفکیک می کند و همبستگی آن با تشخیص روانپزشک از طریق تحلیل تمایزات و همبستگی کانونی و ضریب همبستگی دو نقطهای- رشتهای )همبستگی یکسری نمرات کمی با یک متغیر دو نقطه ای( برابر با 1/70

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 338 )0.001>P( بود. حساسیت مقیاس مانیای یانگ برابر با %37/0 ویژگی آن برابر با %97/0 و نقطه برش برابر با 6/0 بود. مانیای یانگ به طور کلی %38 را به درستی طبقه بندی کرده بود. همانگونه که در منحنی راک مربوطه مشاهده می راک مربوطه مشاهده می گردد سطح زیر منحنی برابر با )P<0.001( %92 بود. به منظور تعیین قدرت پیش بینی وضعیت عالئم هایپومانیا بر اساس نمرات مقیاس مانیای یانگ از تحلیل )0.001>P( بود. گردد سطح زیر منحنی برابر با %97/3 تمایزات استفاده شد که ضرایب و فرمول پیش بینی آن به Ʌ= 0.78, X², (1, N=246)= 60.35, P<0.001 که نشان می دهد در کل سواالت مقیاس مانیای یانگ دو گروه افسردگی تک قطبی را از دو قطبی تفکیک می کند و همبستگی آن با تشخیص روانپزشک برابر با 1/73 )0.001>P( بود. بر اساس نتایج به دست آمده حساسیت مقیاس مانیای یانگ برابر با %62/0 ویژگی آن برابر با %98 و نقطه برش برابر با 3/0 بود. مانیای یانگ به طور کلی %36 شرح زیر است: بنابراین اگر نمره یک فرد در معادله فوق قرار داده شود و نمره ممیز ( y Ẑ( او محاسبه گردد و حاصل آن از صفر به سمت منفی باشد پیش بینی می شود فرد به گروه افسرده تک قطبی و اگر از صفر به سمت مثبت باشد به گروه دوقطبی تعلق داشته باشد. را به درستی طبقه بندی کرده بود. همانگونه که در منحنی نام متغیر جدول 1: ویژگی های دموگرافیک گروه نمونه گروه گروه بیماران گروه سالم 71/0 77/7 ±00/0 7/6 ±0/7 77/0 72/80 ±00/10 دو قطبی تک قطبی 0/18 ±7/7 01/37 ±3/6 وضعیت تحصیلی )دیپلم و فوق دیپلم( سن مقیاس سنجش مانیای یانگ گویه های مقیاس مانیای یانگ جدول 2: نتایج تحلیل عاملی عوامل عامل اول عامل دوم عامل سوم 1 /976 سوال اول )خلق باال( 1/926 سوال دوم )فعالیت حرکتی-انرژی افزایش یافته( 1/777 1 / 323 سوال ششم )سرعت و مقدار گفتار( 1/717 1 / 660 سوال هشتم )محتوای فکر( 1/760 1/ 679 سوال هفتم )اختلل در زبان-فکر( 1 /378 سوال چهارم )خواب( 1 /328 سوال پنجم )تحریک پذیری( 1/721 1 / 687 سوال نهم )رفتار پرخاشگرانه-تخریبگرانه( 1 /770 سوال سوم )عالیق جنسی( 1 /977 سوال یازدهم )بصیرت( 1 /927 سوال دهم )ظاهر و قیافه(

331 امراله ابراهیمی و همکاران جدول 3: همسانی درونی مقیاس مانیای یانگ تعداد افراد آلفای کرونباخ گروه تشخیصی 021 1/30 دوقطبی 026 1/76 افسرده 020 1/92 بهنجار 763 1/92 کل سواالت جدول 4: نتایج تحلیل اعتبار سواالت در سه گروه بیماران دوقبی/ تک قطبی و گروه بهنجار گروه بهنجار گروه افسرده تک قطبی گروه افسرده دوقطبی همبستگی سوال با کل آلفای کرونباخ اگر سوال حذف شود همبستگی سوال با کل آلفای کرونباخ اگر سوال حذف شود همبستگی سوال با کل آلفای کرونباخ اگر سوال حذف شود 1.901 1.709 1.288 1.019 1.376 1.779 0 1.396 1.370 1.288 1.610 1.371 1.786 2 1.913 1.707 1.711-1.107 1.377 1.708 7 1.913 1.760 1.720 1.093 1.326 1.019 7 1.910 1.022 1.171 1.029 1.371 1.797 0 1.900 1.797 1.096 1.609 1.318 1.082 6 1.907 1.020 1.719 1.793 1.318 1.399 3 1.399 1.677 1.768 1.100 1.311 1.673 9 1.382 1.611 1.276 1.768 1.360 1.222 8 1.910 1.033 1.020-1.798 1.369 1.61 01 1.908 1.702 1.007-1.237 1.368 1.187 00 افسردگی دوقطبی زیر مقیاس آمیخته **1/37/0 زیر مقیاس بدنی **1/29 نتایج روایی همزمان مقیاس ها جدول 5: افسردگی همیلتون افسردگی بک مقیاس زیر مقیاس روان شناختی **1/78/0 **1/77 1/02* مانیای یانگ *در سطح 1/10 معنادار است ** در سطح 1/10 معنادار است.

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 343 تصویر 1: نمودار ROC در تمایز دو گروه بیمار و سالم تصویر 2: نمودار ROC در تمایز دو گروه تک قطبی و دوقطبی )عدد ثابت در معادله( 14.1a - = ضریب )شیب خط رگرسیون( 9410b = ضریب - 14.1 )نمره کل مقیاس( =9410 y Ẑ بحث هدف پژوهش فوق بررسی روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس مانیای یانگ در تشخیص بیماران بزرگسال ایرانی افسرده تک قطبی و دوقطبی بود. نتایج حاصله از پایایی پژوهش فوق هماهنگ با پژوهش های )6 3 03( می باشد که نشان دهنده قابل قبول بودن اعتبار این مقیاس و قابلیت کاربرد آن در گروه بیماران مانیک بوده است. نتایج حاصل از پژوهش فوق در شاخص پایایی آلفای کرونباخ بیشتر از پژوهش مشابه توسط برکتین

341 امراله ابراهیمی و همکاران و همکاران )8( بود که می تواند به علت حجم باالتر نمونه پژوهشی باشد. یافته های پژوهش حاضر درباره روایی مالک و سازه مقیاس سنجش مانیای یانگ از نتایج مطالعه ابراهیمی و همکاران )02( و شعبانی و همکاران) 09 (حمایت می کند. در پژوهش حاضر بیشترین میزان همبستگی با خرده مقیاس آمیخته ی مقیاس افسردگی دوقطبی سپس مقیاس افسردگی همیلتون و در انتها کمترین میزان همبستگی با مقیاس افسردگی بک بود. شاید بتوان علت را به ساختار فاقد خرده مقیاس آزمون بک و تفاوت نظام نمره گذاری آن و نیز ضعف برخی سواالت در تشخیص نشانه های بالینی نسبت داد. در گروه بهنجار بیشترین همبستگی با کل به سوال 2 و کمترین به سوال 00 در گروه افسرده بیشترین همبستگی با کل به سوال 6 و کمترین به سواالت 7 و 01 و در گروه دوقطبی بیشترین همبستگی با کل به سوال 3 و کمترین به سوال 8 تعلق دارد. از طرفی یافته ها با نتایج یانگ و همکاران )08( نیز همسو می باشد. تحلیل تمایزات و منحنی ROC برای تمایز بیماران دوقطبی از جمعیت بهنجار نشان داد بهترین نقطه برش بالینی این مقیاس نمره 6/0 با حساسیت 37/0 درصد و ویژگی 97/0 درصد است. این یافته با پژوهش ابراهیمی و همکاران )02( همسو است. تحلیل تمایزات و منحنی ROC برای تمایز بیماران دوقطبی از تک قطبی نیز نشان داد بهترین نقطه برش بالینی این مقیاس نمره 3/0 با حساسیت 62/0 درصد و ویژگی 98 درصد است که نتایج فوق نیز با یافته های ابراهیمی و همکاران )02( در یک راستا قرار دارد که این توانایی تمایز راه گشای چالش های پیش روی تشخیص بالینی صحیحی در بیماران تک و دوقطبی خواهد بود. در مجموع با توجه به همخوانی یافته های این پژوهش با پژوهش های )21 20( مقیاس سنجش مانیای یانگ از حساسیت و ویژگی باالیی برخوردار بوده و درتشخیص صحیح بیماران از افراد بهنجار قدرت تشخیصی باالیی دارد. در مطالعه ای دیگر روایی تشخیصی فرم والدین مقیاس درجه بندی یانگ مورد بررسی قرار گرفت که نتایج رگرسیون لجستیک بیانگر قدرت این مقیاس در تمیز اختالل خلق تک قطبی از دو قطبی با نرخ طبقه بندی معادل %39 بود.)27( تحلیل عاملی مقیاس سنجش مانیای یانگ سه عامل اساسی به دست داد. در جمعیت بیماران ایرانی گویه های 3 6 2 0 و 9 با عامل اول همبستگی مثبت باال گویه های 0 7 7 و 8 با عامل دوم همبستگی مثبت باال و گویه های 01 و 00 با عامل سوم همبستگی مثبت باال داشتند. گویه های 6 و ( 9 سنجش گفتار و افکار( در عامل های اول و دوم مشترک بودند و گویه 8 )سنجش رفتار پرخاشگرانه( نیز در عامل های دوم و سوم اشتراک داشتند. شاید بتوان سواالت دقیق تری برای سنجش گفتار رفتار و افکار افراد مانیک یافت که به طور انحصاری موارد ذکر شده را بسنجند. عامل اول را می توان بر اساس مالک های 7 7 0 و 0 تشخیصی در DSM-5 عامل نشانگر "فزون فعالی" و عامل دوم را تحت عنوان "رفتارهای پرخطر" و عامل سوم را "پیش آگهی بیماری" نامگذاری نمود. نتایج فوق با یافته های مطالعه )22( با ساختار تک عاملی برای مقیاس مانیای یانگ در نوجوانان دختر و پسر غیرهمسوست. نتیجه گیری با توجه به یافته های پژوهش مذکور به طور کلی می توان نتیجه گرفت که مقیاس سنجش مانیای یانگ در نمونه های بالینی ایرانی واجد روایی پایایی و توان تمایزی مناسب است و می توان از آن در مطالعات پژوهشی و نیز حوزه های بالینی استفاده نمود. قدردانی از کلیه عزیزانی که در راستای اجرای این پژوهش ما را یاری کردند صمیمانه سپاس گزاریم. این مطالعه در قالب

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 342 طرح پژوهشی به شماره 298183 مصوب 0781 در کمیته اخالق معاونت پژوهشی و فناوری دانشگاه علوم پزشکی اصفهان و مورد حمایت مالی مرکز تحقیقات علوم رفتاری بوده است. در این راستا از زحمات اعضاء هیئت علمی گروه روان شناسی و روانپزشکی دانشگاه علوم پزشکی اصفهان و کلیه کارشناسان و پرسنل شریف بیمارستان نور و حضرت علی اصغر اصفهان دانشجویان اجرا کننده و نیز خانواده بیماران که در انجام این پروژه کمال همکاری را ابراز نمودند تشکر و قدردانی می گردد. 1- American Psychiatric Association. Diagnostic and statistical manual of mental disorders, 5 th, DSM-5. Translated by Farzin Rezaei, Ali Fakhraei, Atoosa Farmand, Ali Niloufari, Janet Hashemi & Farhad Shamlo. Tehran: Arjmand publication; 2103 (Persian). 2-Nussbaum A. The pocket guide to the DSM-5 diagnostic exam, translated by Farzin Rezaei & AliAkbar Froghi. Tehran: Arjmand Publication; 2013 (Persian). 3-Ganji M. Essentials of DSM-5 changes. Tehran: Savalan publication; 2014 (Persian). 4-Sadock BJ, Sadock VA. & Ruiz P. Synopsis of psychiatry: behavioral sciences/ clinical psychiatry. New York: Wolter Kluwer; 2015. 5-Sajatovic M, & Raminez L. Rating Scale in Mental Health. Hadsun: Lexi-Comp, Inc; 2001. 6-Young RC, Biggs JT, Ziegler VE, & Meyer DA. (1978). A rating scale for mania: Reliability, validity and sensitivity. British Journal of Psychiatry. 1978; 133: 429-3. 7-Karadag F, et al. Reliability and validity of Turkish translation of Young Mania RatingScale.TurkishPsikiyatriDergisi. 2002; 13(2): 107-14. 8-Lam RW, Michalak EE, & Swinson, RP. Assessment scales in depression, mania and anxiety, first published. Abingdon: Informa; 2005.. 9-Barekatin M, Tavakkoli M, Molavi H, Maroofi M, & Salehi M. (2007). Normality, reliability and validity of Young Mania Rating Scale. Journal of Psychology. 2007; 2: 150-167 (Persian). 10-Dozois DJA, & Uobson KS. A psychometric evaluation of the Beck depression inventory-ii. Psychol Assess. 1998; 10(2): 83-9. 11-Beck AT, Strer RA, & Brawn GK. Manual of the BDI-II. San Antonio, TX: Psychological Corporation; 1996. 12-Ebrahimi A, Barekatin M, Bornamanesh A, & Nasiri H. Psychometric characteristics of Persian form of BDRS among patients and normal people. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2015; 21(1): 60-68 (Persian). 13-Hamilton M. A rating scale for depression.journal of Neurology, Neurosurgery and Psychiatry. 1960; 23: 56-62. 14-Ballesteros J, Bobes J, &;Bulbena A. Sensitive to change, discriminative performance and cut off criteria to define remission for embedded short scale of the Hamilton depression rating scale. J Affect Disord. 2007; 102(3): 93-9. 15-Ebrahimi A, Neshatdoost HT, Mousavi SG, Asadollahi GA, & Nasiri H. Controlled randomized clinical trial of spirituality integrated psychotherapy (SIPT), cognitive-behavioral therapy (CBT) and medication intervention on depressive symptoms and dysfunctional attitudes in patients with dysthymic disorder. Adv Biomed Res. 2013; 2(53): 1-7 (Persian). 16-Berk M, Malh, GS, Cahill C, Carman AC, Hadzi-Pavlovic D, & Hawkins MT, et al. The bipolar depression rating scale (BDRS): Its development, validation and utility. Bipolar Disord. 2007; 9(6): 571-9. 17-Poolsup N, et al. Measuring mania and critical appraisal of rating scales. Journal of Clinical and Pharmacological Therapy. 1999; 24: 433-443. 18-Shabani A, Akbari M, & Dadashi M. Reliability and validity of the bipolar depression rating scale on an Iranian sample. Arch Iran Medicine. 2010; 13(3): 217-22. 19-Young RC, Biggs JT, Ziegler VE, & Meyer DA. Young Mania Rating Scale. In: Handbook of Psychiatric Measures. Washington, DC: American Psychiatric Association; 2000, p. 540-542. 20-Colom F, & Vieta E. Spanish version of a scale for the assessment of mania: Validity and reliability of the Young Mania Rating Scale. MedicinaClinica (Barc). 2002; 119(10): 366-71. 21-Favre S, et al. Translation and validation of a French version of the Young Mania Rating Scale. L Encephale. 2003; 29(6): 499-505. منابع

343 امراله ابراهیمی و همکاران 22-Youngstrom EA, Danielson CK, Findling RL, Gracious BL, & Calabrese JR. Factor structure of the Young Mania Rating Scale for use with youths ages 5 to 17 years. J Clin Child AdolescPsychol. 2002; 31(4): 567-72. 23-Youngstrom EA, Genzlinger JE, Egerton GA, & Van Meter AR. Multivariate meta-analysis of the discriminative validity of caregiver, youth, and teacher rating scales for pediatric bipolar disorder: Mother knows best about mania. Archives of Scientific Psychology. 2015; 3(1): 112.

روایی پایایی ساختار عاملی و توان تمایزی مقیاس... 344 Reliability, Validity, Factor and Discrimination Power Analysis of Young Mania Rating Scale among Unipolar, Bipolar Depression and Healthy People Amrullah Ebrahimi 1 *, Zahra Kheyr 2, Hamid Nasiri 3, Alireza Barnamanesh 4 1-Associate Professor of Psychiatry. 2-Ph.D. Student of Psychology. 3-Master of Science in Clinical Psychology. 4-Master of Science in Psychology. 1-Department of Psychiatry, Behavioral Sciences Research Center, Faculty of Medicine, Isfahan University of Medical Sciences, Isfahan, Iran. 2-Department of Psychology, Faculty of Educational Sciences and Psychology, Isfahan University, Isfahan, Iran. 3-Department of Psychiatry, Psychiatric Research Center, School of Medicine, Isfahan University of Medical Sciences, Isfahan, Iran. 4-Department of Psychiatry, Behavioral Sciences Research Center, Faculty of Medicine, Isfahan University of Medical Sciences, Isfahan, Iran. Corresponding author: Amrullah Ebrahimi; Department of Psychiatry, Behavioral Sciences Research Center, Faculty of Medicine, Isfahan University of Medical Sciences, Isfahan, Iran. Tel: +989380171218 Email: a_ebrahimi@med.mui.ac.ir Abstract Background and Objective: Unipolar depression disorder is different from bipolar depression disorder base on both phenomenology and biology. Discrimination of these two disorders in depression phase is a little difficult needing precise interview and suitable instrument. The goal of this study was to determine reliability, validity and factor and discrimination power analysis of young mania rating scale (YMRS). Subjects and Methods: Three hundred and sixty seven people (120 bipolar depression disorder, BMD, 126 major depression disorder, MDD and 121 healthy people) from Medical University of Isfahan s clinical centers and private clinics were participated in this study. We used Young Mania Rating Scale, Bipolar Depression Rating Scale, Hamilton Depression Rating Scale and Beck Depression Inventory for gathering data, then analyzed them using Pierson Correlation, factor analysis and discrimination power analysis. Results: YMRS had a high internal consistency ( =0.82) in Iranian population and it also showed a high concurrent validity with mixed subscale of BDRS (r=0.74.5). Factor analysis showed three factors named hyperactivity, high risk behavior and prognosis based on DSM-5 criteria for BMD. The best clinical cut of point was 7.5 with sensitivity of 62.5% and specificity of 89% to distinguish unipolar depression disorder from bipolar depression disorder. Conclusion: Persian version of YMRS has good psychometric characteristics and has an acceptable power analysis for discrimination between BMD from MDD. Keywords: YMRS, Validity, Reliability, Factor structure, Depression. Please cite this paper as: Ebrahimi A, Kheyr Z, Nasiri H, Barnamanesh AR. Reliability, Validity, Factor and Discrimination Power Analysis of Young Mania Rating Scale among Unipolar, Bipolar Depression and Healthy People. Jundishapur Sci Med J 2017;16(3):333-344. Received: Nov 11, 2016 Revised: June 25, 2017 Accepted: July 19, 2017