مقدمه
اختلال‌های اضطرابی و افسردگی در دوران نوجوانی رایج است [1]. در ایران، یک مطالعه ملی در‌مورد شیوع نقطه‌ای اختلال‌های روان‌پزشکی در بین کودکان و نوجوانان [2] نشان داد 14/13 درصد از افراد 6 تا 18 ساله، مبتلا به انواعی از اختلال‌های اضطرابی و 2/15 درصد، مبتلا به اختلالات خلقی هستند. با شروع همه‌گیری کوویدـ19، روند بروز مشکلات مرتبط با سلامت روان در این گروه سنی رو به افزایش گذاشت [3].
نوجوانان مبتلا به اختلال‌های افسردگی و یا اضطرابی، در مقایسه با سایر نوجوانان، به احتمال بیشتری مشکلات سلامت روان در بزرگسالی، افت تحصیلی و مشکلات ارتباطی با همسالان را تجربه می‌کنند [4]. این اختلالات منجر به افزایش استفاده از خدمات دولتی و کاهش مشارکت در بازار کار می‌شود. علاوه‌براین، بزرگسالانی که این اختلالات را در دوران نوجوانی تجربه کرده‌اند در مقایسه با دیگران کیفیت زندگی پایین‌تر و سلامت جسمانی ضعیف‌تری دارند [5].
همبودی بین اختلال‌های اضطرابی و افسردگی، در نوجوانی زیاد است [6] و نسبت به دوران کودکی نیز افزایش می‌یابد [7]. در ایران، این همبودی در سنین 6 تا 18 سال بیش از 50 درصد است [2]. نوجوانان مبتلا به افسردگی و اضطراب همبود، مشکلات بیشتری نسبت به نوجوانان مبتلا به هر‌یک از این اختلال‌ها به تنهایی دارند و درمان آن‌ها نیز دشوارتر است [8-10]. فرایندهای مشترک شناختی، رفتاری و تنظیم هیجانی در اختلالات اضطرابی و افسردگی که می‌توانند برای درمان هدف قرار گیرند، در رشد و توسعه مداخلات درمانی اهمیت زیادی دارند [11، 12]. باوجوداین، دیدگاه کلیشه‌ای از نوجوانی به‌عنوان دوره نوسان و استرس، باعث می‌شود تا بزرگسالان، شدت اختلال‌های نوجوانان را دست‌کم بگیرند و علائم آن‌ها را صرفاً به‌عنوان یک مرحله گذار تفسیر کنند. در نتیجه اکثریت قریب به اتفاق این نوجوانان هیچ درمانی دریافت نمی‌کنند [13]. بنابراین درک عمیق این اختلال‌ها و تأثیر آن‌ها بر نوجوانان ضروری است و ابزارهای مناسب و متناسب با روحیه نوجوانان برای این منظور نیاز است. 
یکی از جنبه‌های مهم در بررسی این اختلال‌ها، نقص کارکرد است. نقص کارکرد، یکی از حوزه‌های اصلی سلامت روان در نوجوانان است و بررسی نقائص کارکردی نوجوانان مبتلا به اختلال‌های افسردگی و اضطرابی از چند جنبه حائز اهمیت است: نقائص کارکردی بینشی درمورد شدت اضطراب و افسردگی ارائه می‌دهد. یک عامل کلیدی در ارزیابی‌های بالینی و برنامه‌ریزی درمان است و شناسایی و درمان زودهنگام اختلالات عملکردی می‌تواند از تداوم این اختلالات در بزرگسالی جلوگیری کند [7، 14]. نقص کارکرد به معنای محدودیت‌های خاص در حوزه‌های مختلف عملکردی در زندگی روزمره است که ناشی از یک اختلال باشند. این حوزه‌ها شامل توانایی‌های شناختی، عملکرد تحصیلی یا شغلی، روابط بین‌فردی، ظرفیت خودمراقبتی متناسب با سن و ظرفیت لذت بردن از زندگی است که شامل استفاده از اوقات فراغت برای خودشکوفایی نیز هست [15، 16]. با ارزیابی نقص کارکردی می‌توان تأثیر علائم فرد را بر سطح اختلال بررسی کرد و یا بهبود عملکرد ناشی از مداخلات روان‌شناختی را اندازه‌گیری کرد [17، 18].
علی‌رغم اهمیت این موضوع در پژوهش‌ها و کار بالینی، ابزارهای اندازه‌گیریِ نقص کارکرد، چندان گسترش پیدا نکرده‌اند. این محدودیت در‌رابطه‌با دوره نوجوانی بیشتر مشهود است [7]. اگرچه ابزارهایی مانند مصاحبه محدودیت‌های فعالیت کودک [19]، پرسش‌نامه ناتوانی کارکردی [20] و فهرست وضعیت کارکرد [16] برای این منظور تدوین شده‌اند، اما هیچ‌یک از آن‌ها مختص دوره نوجوانی نیستند و برای کودکان نیز قابل‌استفاده هستند. این در حالی است که ابزارهای خاص برای اندازه‌گیری نقائص کارکردی در نوجوانان باید به گونه‌ای طراحی شوند که چالش‌هایی را که نوجوانان در این مرحله رشدی خاص با آن مواجه می‌شوند، نشان دهند. دوره نوجوانی با تغییرات سریع در عملکرد شناختی، عاطفی و اجتماعی همراه است که بیشتر این تغییرات، با دوران کودکی و بزرگسالی متفاوت هستند [21-23]. به‌عنوان مثال، نوجوانان مبتلا به اختلال‌های روان‌پزشکی، بیشتر از کودکان از اجتناب استفاده می‌کنند و سطح بالاتر اجتناب با سطح بالاتری از ناتوانی همراه است [14، 24]. علاوه‌بر‌این روابط با همسالان نقش کلیدی در زندگی نوجوانان ایفا می‌کند و اهمیت آن بیشتر از دوران کودکی یا بزرگسالی است، به‌طوری‌که هر چیزی که بر روابط با همسالان تأثیر داشته باشد، تأثیر منحصربه‌فردی بر کارکرد نوجوان خواهد داشت [21]. از‌این‌رو، بسیار مهم است که از از ابزارهای ویژه‌ای که برای این گروه سنی ابداع شده است، استفاده شود.
شنیرینگ و همکاران در سال 2023، در تلاش برای تدوین یک مقیاس نقایص عملکردی مرتبط با اختلال‌های اضطرابی و افسردگی در نوجوانان، «مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان» (ALIS-I) را ارائه کردند [7]. در‌حالی‌که این ابزار در میان نوجوانان استرالیایی و ایالات متحده، نویدبخش بوده است، این مهم است که ویژگی‌های روان‌سنجی ابزارهای روان‌شناختی در کشورهای مختلف و به‌ویژه در کشورهایی با فرهنگ متفاوت نیز ارزیابی شود. انتظارات و رفتارهای اجتماعی اغلب در فرهنگ‌های مختلف، تفاوت دارد و بنابراین ماهیت و میزان نقائص کارکردی نیز از فرهنگی به فرهنگ دیگر متفاوت است. حتی تفاوت‌های پایه‌ای در زبان، می‌تواند بر سبک‌های پاسخ‌دهی افراد تأثیر بگذارد یا موجب تفاوت‌های ظریفی در تفسیر ماده‌های مقیاس شود [25-27].
مطالعه‌های قبلی حاکی از آن است که نوجوانان ایرانی مشکلات گسترده‌ای در ارتباط با نقایص کارکردی دارند. به‌عنوان‌مثال، بر‌اساس مطالعه هادیان‌فرد و همکاران، 29/5 درصد از نوجوانان ایرانی در زمینه‌هایی مانند مهارت‌های زندگی و مهارت‌های مدرسه دچار نقایص قابل‌توجهی هستند [28]. بااین‌حال هیچ ابزار خودگزارشی مشخصی برای ارزیابی نقایص کارکردی و تداخل علائم ناشی از اضطراب یا افسردگی در زندگی، برای نوجوانان ایرانی تدوین نشده است. با‌توجه‌به شیوع بالای اختلال‌های اضطرابی و افسردگی در نوجوانان ایرانی، به ابزار استانداردی برای بررسی مشکلات ناشی از علائم افسردگی و اضطراب در این گروه نیاز است. پژوهش حاضر با هدف بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان در ایران به‌عنوان ابزاری جدید برای بررسی نقائص کارکردی و تداخل زندگی ناشی از اضطراب یا افسردگی در نوجوانان ایرانی انجام شد.

روش‌ها
شرکت‌کنندگان
پژوهش حاضر از نوع توصیفی و روان‌سنجی ابزار است و در سال 1401 انجام شد. جامعه آماری پژوهش، نوجوانان 11 تا 18 سال ساکن ایران بودند. شرکت‌کنندگان از شهرهای مختلف ایران در پژوهش شرکت کردند. طبق نظر کلاین، حداقل 5 الی 20 نمونه برای هر پارامتر یا ماده در مدل‌های معادلات ساختاری نیاز است [29]. با‌توجه‌به اینکه ابزار مورد‌مطالعه دارای 26 ماده بود، حداقل 130 و حداکثر 520 نمونه نیاز بود. 384 نوجوان داده‌های قابل‌استفاده ارائه کردند و در این مطالعه وارد شدند: 322 شرکت‌کننده (83/8 درصد) در نمونه غیربالینی و 62 شرکت‌کننده (16/2 درصد) در نمونه بالینی. میانگین سنی شرکت‌کنندگان 15/54 سال (انحراف‌معیار=1/62) بود. نمونه‌گیری به روش در دسترس صورت گرفت. معیارهای ورود به نمونه بالینی: سن 11 تا 18 سال (محدوده سنی که در پژوهشِ اصلی بیان شد) و دریافت تشخیص اختلال افسردگی یا اضطرابی بر‌اساس مصاحبه ساختار‌یافته بالینی که توسط تیم پژوهشی برگزار شد. مشکلات روان‌پزشکی همبود (مانند اختلال‌های رفتار ایذایی، اختلال کمبود توجه / بیش‌فعالی، اختلال‌های خوردن و سوءمصرف مواد) تنها در صورتی در نمونه بالینی پذیرفته شد که اضطراب یا افسردگی شکایت اصلی فرد باشد. معیارهای خروج برای نمونه بالینی، وجود اختلال دوقطبی یا روان‌پریشی همبود بود. 
با‌توجه‌به همه‌گیری کوویدـ19، نمونه‌گیری به‌صورت آنلاین انجام شد. البته نمونه‌گیری از نمونه‌های بالینی و غیر‌بالینی 2 فرایند جداگانه داشت. برای نمونه بالینی، اطلاعیه‌ها (پوسترهای تبلیغاتی) در وب‌سایت‌ها، صفحه‌ها و گروه‌هایی که در میان نوجوانان پرطرفدار هستند، در شبکه‌های اجتماعی (اینستاگرام، واتس‌اپ و تلگرام) منتشر شد. از نوجوانانی که خود را دارای علائم اضطراب یا افسردگی می‌دیدند، خواسته شد تا از سراسر ایران، در پژوهش شرکت کنند. علاوه‌بر‌این، از تعدادی از روان‌شناسان خواسته شد تا مراجعانی را که از اضطراب و یا افسردگی رنج می‌برند، به پژوهش معرفی کنند و پوسترها برای آن‌ها نیز ارسال شد. در پوسترها به نوجوانان اعلام شد در صورت تمایل پس از پاسخ به پرسش‌نامه‌ها می‌توانند به‌صورت رایگان در دوره آموزشی‌درمانی اضطراب و افسردگی که توسط یکی از پژوهشگران برگزار می‌شود، شرکت کنند. همچنین از آن‌ها خواسته شد با پژوهشگر تماس بگیرند، پیامک یا ایمیل ارسال کنند. پس از تماس همه این داوطلبان با پژوهشگر، طی یک تماس تلفنی، سؤالاتی برای بررسی معیارهای ورود و خروج از آن‌ها پرسیده شد و مصاحبه بالینی (SCID) بر‌اساس راهنمای تشخیصی و آماری اختلالات روانی، ویرایش پنجم (DSM-5) انجام گرفت. پس از بررسی معیارها، لینکی حاوی فرم‌های رضایت‌نامه و پرسش‌نامه برای این افراد ارسال شد. پرسش‌نامه آنلاین در پرسلاین (وب‌سایت فارسی ساخت پرسش‌نامه) ساخته شده بود. 
برای نمونه غیربالینی، پوستر دیگری طراحی شد که در آن از نوجوانان 11 تا 18 ساله خواسته شد در یک پروژه پژوهشی شرکت کنند. برای تشویق آن‌ها یک بسته اینترنت رایگان به قید قرعه به 20 نفر اهدا می‌شد. پس از ارسال پیام داوطلبان به پژوهشگر، لینکی حاوی فرم رضایت‌نامه و پرسش‌نامه برای آن‌ها ارسال شد. شرکت‌کنندگان غیربالینی در‌صورتی‌که در 3 ماه گذشته برای درمان هرگونه اختلال اضطرابی، افسردگی، دوقطبی، سوءمصرف مواد یا اختلال روان‌پریشی به روان‌پزشک یا روان‌شناس مراجعه کرده‌ بودند یا در حال حاضر داروهای روان‌گردان مصرف می‌کردند، از مطالعه خارج می‌شدند. 

ترجمه و انطباق بین‌فرهنگی 
مجوز ترجمه و ارزیابی روان‌سنجی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان از نویسنده مسئول مقاله اصلی اخذ شد. سپس ترجمه و انطباق بین‌فرهنگی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان در 5 مرحله با استفاده از روش استاندارد بیتون و همکاران انجام شد [30]. 2 فرد فارسی‌زبان مسلط به زبان انگلیسی به‌طور جداگانه مقیاس را از انگلیسی به فارسی ترجمه کردند. یکی از آن‌ها کاندیدای دکترای روان‌شناسی بالینی و روان‌درمانگر نوجوان بود. مترجم دیگر دارای فوق‌لیسانس ادبیات انگلیسی بود و هیچ پیش‌زمینه روان‌شناسی نداشت. بنابراین 2 نسخه از ترجمه تولید شد: فرم الف و فرم ب. نویسندگان مقاله حاضر با 2 مترجم ملاقات کردند و فرم‌های الف و ب را برای ایجاد یک مقیاس واحد (فرم ج) ترکیب کردند. فرم ج توسط 2 مترجم دیگر (فرم‌های د و ه) مجدداً به انگلیسی ترجمه شد و برای تمامی نویسندگان این مقاله ارسال شد. همچنین از یک متخصص آمار برای بررسی روند ترجمه و انطباق فرهنگی دعوت شد. تمامی نویسندگان نسخه فارسی و انگلیسی را با هم مقایسه کردند و نظرات خود را برای نویسنده اول ارسال کردند و فرم واحدی (فرم و) تهیه شد. درنهایت، جلسه‌ای بین همه نویسندگان و یک مترجم انگلیسی ناآشنا به روند پژوهش برگزار شد و نسخه ح تهیه و توسط همه نویسنده‌ها تأیید شد. 
قبل از استفاده از مقیاس، از30 نوجوان (19 دختر و 11 پسر در سنین بین 11 تا 18 سال) ساکن تهران خواسته شد به سؤالات مقیاس پاسخ دهند. این افراد از‌طریق دعوت‌نامه‌هایی که در اینترنت منتشر شده بود وارد پژوهش شدند. آن‌ها به‌صورت آنلاین به مقیاس پاسخ دادند. از این شرکت‌کنندگان خواسته شد تا هر موردی را که برایشان مبهم به نظر می‌رسید مشخص کنند. سپس مقیاس بر‌اساس نظرات آن‌ها اصلاح شد و نسخه نهایی تهیه شد. بازخوردها نشان داد جملات معنادار هستند و نیازی به تغییرهای اساسی در هیچ‌یک از ماده‌‌های مقیاس نیست (پیوست شماره 1).



ابزار
مصاحبه بالینی ساختاریافته برای اختلال‌های (DSM-5)(SCID)
اسکید 5 یک مصاحبه نیمه‌ساختاریافته برای تشخیص‌های اصلی DSM-5 است. این ابزار توسط یک روان‌شناس بالینی آموزش‌دیده و آشنا با معیارهای تشخیصی و طبقه‌بندی اختلالات DSM-5 اجرا می‌شود‌. پوشش تشخیصی و زبان مورد استفاده در اسکید 5 آن را برای افراد بالای 18 سال مناسب می‌کند، اما با بازنویسی مجدد سؤالات، این ابزار می‌تواند برای نوجوانان نیز استفاده شود [31].

مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان
این مقیاس خودگزارشی 26 ماده‌ای برای ارزیابی میزان نقایص کارکردی در‌زمینه‌های مختلف اجتماعی (مانند عملکرد مدرسه، ورزش، و همسالان/خانواده) طی ماه قبل، تدوین شده است [7]. ‌‌مقیاس، پایایی خوبی برای نمونه‌های بالینی و غیربالینی دارد. این مقیاس دارای 4 زیر‌مقیاس است: کناره‌گیری / اجتناب (9 ماده‌‌)، علائم جسمانی (3 ماده)، مشکلات تحصیلی / کاری (6 ماده‌) و مشکلات با همسالان (4 مورد‌‌). 4 ماده دیگر هم بخشی از نمره کل را تشکیل می‌دهند، اما در هیچ زیرمقیاسی لحاظ نمی‌شوند. پاسخ‌ها در مقیاس لیکرت از صفر (اصلاً) تا 4 (همیشه) قرار می‌گیرند. همسانی درونی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان در نمونه اصلی بهینه بود (0/94=α). همسانی درونی زیرمقیاس‌ها عبارت بود از: کناره‌گیری / اجتناب (0/91)، علائم جسمی (0/76)، مشکلات تحصیلی / کاری (0/86) و مشکلات با همسالان (0/81). نمره کل با جمع همه نمره‌ها به دست می‌آید و نمره بالاتر، نشان‌دهنده تداخل بیشتر علائم در زندگی فرد است [7]. 

سیاهه راهبرد اجتناب هیجانی برای نوجوانان
سیاهه راهبرد اجتناب هیجانی برای نوجوانان توسط کندی و ارینرایک‌می، در سال 2017 [32] برای ارزیابی اجتناب تجربه‌ای تدوین شد. این ابزار یک سیاهه 33 موردی خودگزارشی است که در آن پاسخ‌‌ها در مقیاس لیکرت از صفر (اصلاً در‌مورد من درست نیست) تا 4 (کاملاً در‌مورد من درست است) ثبت می‌شود. تحلیل عاملی، راه‌حل سه‌ عاملی را برای این سیاهه تأیید کرد که عبارت‌اند از: «اجتناب از افکار و احساس‌ها» (به عنوان مثال، «من هر کاری از دستم برمی‌آید انجام می‌دهم تا احساس غمگینی، نگرانی یا ترس نداشته باشم»)، «اجتناب از ابراز احساسات» (به‌عنوان مثال، «من به‌سختی می‌توانم احساس‌های واقعی خود را نشان دهم.») و «پرت کردن حواس» (به‌عنوان مثال، «ترجیح می‌دهم گفت‌وگوها را شاد یا ملایم نگه دارم.»). سیاهه راهبرد اجتناب هیجانی برای نوجوانان روایی و پایایی پیش‌بین خوبی را در نمونه‌های کودکان و نوجوانان نشان داده است. همچنیناین سیاهه روایی هم‌گرا (0/52) و روایی افزایشی بالایی دارد [32]. روایی و پایایی نسخه فارسی این پرسش‌نامه توسط پژوهشگرانِ مطالعه حاضر بررسی شد و نتایج نشان داد از روایی بالایی برخوردار است. پایایی با استفاده از آلفای کرونباخ 0/71 بود [33].

روان‌سنجی 
روایی عاملی
برای ارزیابی ساختار عاملی، 5 مدل تأییدی با استفاده از برآورد میانگین وزنی حداقل مربعات و واریانس ماتریس کوواریانس (WLSMV) نمونه انجام شد [34]. این تحلیل‌های آماری با استفاده از ام‌پلاس نسخه 7/11 صورت گرفت. این تخمین نتایج دقیق‌تری را برای داده‌های طبقه‌ای در مقایسه با روش برآورد درست‌نماییِ بیشینه که اغلب استفاده می‌شود ارائه می‌کند [35]. با‌توجه‌به رویکرد تأییدی مدل‌ها، از چرخش هدف در مدل‌سازی معادلات ساختاری استفاده شد. توصیه‌های استانداردی که ابتدا توسط هو و بنتلر ارائه شده است، برای بررسی برازش هر مدل دنبال شد: مجذور کای (χ2)، شاخص برازش مقایسه‌ای >‌0/90، شاخص برازش ‌>‌0/9، ریشه میانگین مربعات خطا که اگر 0/08> خوب و اگر 0/1> باشد، قابل‌قبول است، شاخص تاکر ـ لوئیس >0/9 و ریشه وزنی میانگین مربع باقی‌مانده 0/08> [36]. 
یک استراتژی دو مرحله‌ای برای تعیین مدلی که داده‌ها را به بهترین شکل نشان می‌دهد انتخاب شد و نتایج با هم مقایسه شدند. برای انتخاب مناسب‌ترین سازه برای نسخه فارسی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان از 5 مدل استفاده شد:
 1. مدل تک‌بعدی: همه موارد به‌طور مستقیم روی یک فاکتور بارگذاری می‌شوند.
 2. مدل مرتبه اول چهار عاملی: این مدل براساس کار سازندگان اصلی مقیاس انتخاب شده است. ماده‌های 1 تا 9 روی کناره‌گیری/اجتناب، ماده‌های 10 تا 12 روی علائم جسمی، ماده‌های 13 تا 18 روی مشکلات تحصیلی /کاری و ماد‌ه‌های 19 تا 22 روی مشکلات با همسالان بارگذاری شدند و بین 4 عامل همبستگی برقرار شد.
 3. مدل مرتبه بالاتر یا مرتبه دوم: در این مدل 4 فاکتور مرتبه اول بر روی یک فاکتور مرتبه بالاتر به نام مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان بارگذاری می‌شوند.
 4. مدل دو عاملی: در این مدل مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان یک عامل کلی مستقل از 4 عامل اختصاصی در نظر گرفته شد. 
مدل دو فاکتوری جایگزینی برای مدل‌های فاکتوریال مرتبه بالاتر سنتی ارائه می‌کند، زیرا ماده‌ها می‌توانند به‌طور همزمان یک عامل «عمومی» و 4 عامل اختصاصی (عامل S) را منعکس کنند. عامل‌های اختصاصی منعکس‌کننده واریانس منحصر‌به‌فرد مشترک بین ماده‌های تشکیل‌دهنده 4 زیرمقیاس هستند؛ یعنی واریانسی که عامل G نمی‌تواند توضیح دهد. 5.  مدل‌سازی معادلات ساختاری اکتشافی مرتبه اول چهار عاملی مدل یابی معادلات ساختاری اکتشافی (ESEM): در این مدل 4 عامل به‌عنوان عوامل مرتبه اول متمایز و مرتبط برآورد می‌شود. در همین حال، در ساختارهای سازمان‌یافته سلسله‌مراتبی مانند مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان، این مدل‌سازی‌های معادلات ساختاری اکتشافی مرتبه اول 4 عاملی مرتبه اول، احتمالاً حضور ساختارهای سلسله‌مراتبی بالاتر را نادیده می‌گیرند، زیرا در عوض از‌طریق بارگذاری متقاطع، بیش‌از‌حد متورم می‌شود [37]. موتن و اسپاروهوف، با پیشنهاد روش مدل‌سازی معادلات ساختاری اکتشافی، ادعا می‌کنند که این روش، نقاط قوت تحلیل عاملی اکتشافی (EFA) و تحلیل عاملی تأییدی (CFA) را هم‌زمان داراست و فاقد محدودیت‌های این دو روش است. مدل‌سازی معادلات ساختاری اکتشافی مرتبه اول چهار عاملی، مانند EFA، اجازه می‌دهد تا ماده‌ها بر روی همه عامل‌ها بارگذاری شوند. از سوی دیگر، این روش دارای تمام مزایای CFA، مانند توانایی محاسبه خطاهای استاندارد و آزمون تغییرناپذیریِ اندازه‌گیری است [38، 39]. همچنین هیچ داده ازدست‌رفته یا الگوهای پاسخ غیرمجاز پیدا نشد. 

پایایی 
همسانی درونی با محاسبه آلفای کرونباخ و امگای مک‌دونالد بررسی شد. برای بررسی پایایی آزمون بازآزمون، از روش ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای استفاده شد. برای بررسی ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای از رویکرد توافق مطلق با مدل تصادفی دو‌طرفه استفاده شد. برای این ارزیابی، 30 نفر از افراد نمونه بالینی، مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان را پس از 3 هفته مجدداً پاسخ دادند. مقادیر آلفای کرونباخ و امگای مک‌دونالد برابر یا بالاتر از 0/70 برای همسانی درونی قابل‌قبول است. اگر میزان ضریب همبستگی درون‌طبقه‌ای بین 0/40 تا 0/59 باشد به‌صورت نسبتاً خوب، بین 0/60 تا 0/75 به‌صورت خوب و 0/76 و بالاتر به‌صورت عالی در نظر گرفته می‌شود [40].

روایی واگرا و هم‌گرا
 میانگین واریانس استخراج‌شده بر‌اساس مطالعه فورنل و لارکر و ضریب همبستگی پیرسون بین مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان و تست (EASI-A) برای ارزیابی روایی همگرا استفاده شد [41]. مقادیر قابل‌قبول برای اعتبار همگرا، میانگین واریانس استخراج‌شده بیشتر از 0/05، پایایی ترکیبی بیشتر از 0/7 است و پایایی ترکیبی باید بزرگتر از میانگین واریانس استخراج شده باشد (05/AVE>0 و 7/CR>0 و CR>AVE). برای بررسی روایی واگرا، نمرات مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان و زیرمقیاس‌های آن بین نمونه‌های بالینی و غیربالینی برساس آزمون تی مستقل مقایسه شد.
 
تجزیه‌و‌تحلیل آماری
تجزیه‌و‌تحلیل توصیفی و همبستگی با استفاده از بسته آماری علوم اجتماعی (نرم‌افزار SPSS نسخه 27) انجام شد و ضریب امگای مک‌دونالد برای تخمین پایایی در Macro SPSS OMEGA محاسبه شد.

یافته‌ها
نمونه غیربالینی شامل 170 (52/8 درصد) دختر و 152 (47/2 درصد) پسر بود. میانگین سنی نمونه غیربالینی 15/78 سال (انحراف‌معیار=1/43) بود. رشته تحصیلی نوجوانان این نمونه شامل 150نفر (46/6 درصد) ریاضی و فیزیک، 73 نفر (22/7 درصد) فنی‌و‌حرفه‌ای، 58 نفر (18 درصد) علوم تجربی و 41 نفر (12/7 درصد) علوم انسانی بود. تحصیلات پدر در این نمونه شامل 124 نفر (38/5 درصد) دیپلم دبیرستان، 78 نفر (24/2 درصد) لیسانس، 69 نفر (21/4 درصد) زیردیپلم دبیرستان و 51 نفر (15/9 درصد) فوق‌لیسانس و بالاتر بود. نمونه بالینی شامل 52 (83/9 درصد) دختر و10 (16/1 درصد) پسر بود. میانگین سنی گروه بالینی 14/16 سال (انحراف معیار=1/92) بود. رشته تحصیلی نوجوانان این نمونه شامل 19 نفر فنی‌وحرفه‌ای (30/6 درصد)، 19 نفر علوم تجربی (30/6 درصد)، 18 نفر علوم انسانی (29 درصد) و 6 نفر ریاضی و فیزیک (9/7 درصد) بود. تحصیلات پدر در این نمونه شامل 22 نفر (35/5 درصد) دیپلم، 17 نفر (27/4 درصد) لیسانس، 11 نفر (19/7 درصد) فوق‌دیپلم و 12 نفر (19/4 درصد) زیر دیپلم بود.
جدول شماره 1 شاخص‌های برازش 5 مدل پیشنهادی را نشان می‌دهد.


مدل تک‌عاملی (مدل صفر) برازش ضعیفی داشت. با در نظر گرفتن 9/CFI<0 و 0/1>RMSEA، مدل‌های چهار عاملی (مدل 1) و مدل‌های درجه دوم CFA (مدل 2) برازش نسبتاً خوبی داشتند. سپس مدل دو عاملی (مدل 3) و ESEMs (مدل 4) مورد تجزیه‌و‌تحلیل قرار گرفتند. شاخص‌های برازش نشان داد این دو مدل به‌خوبی با داده‌ها مطابقت دارند. سپس مدل تک‌عاملی به‌عنوان مرجع در نظر گرفته شد و سایر مدل‌ها با آن مقایسه شدند. جدول شماره 2 نشان می‌دهد ΔCFI و RMSEA∆ برای مدل‌های 1 تا 4 بیشتر از 0/01 بوده است و این، برازش بهتر این مدل‌ها در مقایسه با مدل تک‌ عاملی را نشان می‌دهد [42]. 


براساس نتایج، مدل چهارم به‌طور قابل‌توجهی برازش بیشتری نسبت به مدل سوم (∆χ2=78.7; ∆df=38; P<0.001; ∆CFI=0.01; ∆TLI=0.001; ∆RMSEA=0.001; ∆WRMR=0.226)، مدل دوم ((∆χ2=103.88; ∆df=56; P<0.001; ∆CFI=0.058; ∆TLI=0.049; ∆RMSEA=0.021; ∆WRMR=0.38)، و مدل اول (∆χ2=97.96; ∆df=54; P<0.001; ∆CFI=0.056; ∆TLI=0.048; ∆RMSEA=0.021; ∆WRMR=0.37) دارد.
‌‌بارهای عاملی پررنگ نشان‌دهنده زیرمقیاس هر ماده است. همسانی درونی (آلفای کرونباخ و همبستگی میان‌آیتمی میانگین) هر مقیاس در کنار مقیاس مربوطه، دورن پرانتز گزارش شده است. 
جدول شماره 2 تجزیه‌و‌تحلیل مدل یابی معادلات ساختاری اکتشافی(ESEM) را برای مقیاس‌های تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان ارائه می‌دهد. بر اساس این نتایج، توزیع داده‌ها در اکثر موارد نرمال بود. علاوه‌بر‌این، همان‌طور که انتظار می‌رفت، تمام ماده‌های مربوطه به‌خوبی بر روی عامل مورد‌نظر تعریف شده بودند. ماده‌های 1 تا 9 بیشترین بار عاملی را در عامل کناره‌گیری/اجتناب، ماده‌های 10 تا 12 در عامل علائم جسمی، ماده‌های 13 تا 18 با عامل مشکلات تحصیلی / کاری و ماده‌های 19 تا 22 در عامل مشکلات با همسالان داشتند و همه بارگذاری‌ها بالاتر از 0/4 بودند. علاوه‌براین بر‌اساس رویکرد ESEM، برخی از ماده‌ها، مانند 1، 10 و 22، بیش از 1 عامل مشترک داشتند. همچنین بین تمامی ماده‌ها و نمره کل، همبستگی قابل‌قبولی (0/3<) وجود داشت.
پایایی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان قابل‌قبول بود و جدول شماره 3 نشان می‌دهد آلفای کرونباخ و امگای مک‌دونالد برای کل مقیاس و زیرمقیاس‌های آن بیشتر از 0/70 بود.


مقادیر همبستگی درون‌خوشه‌ای برای مقیاس کل و زیرمقیاس‌های آن بیشتر از 0/80 بود که نشان می‌دهد مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان ثبات قابل‌قبولی در طول زمان دارد. همچنین بین زیرمقیاس‌های مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان همبستگی متوسط تا قوی وجود داشت.
 آنکووای یک‌طرفه برای مقایسه میانگین‌ها و بررسی روایی واگرا، بین نمونه‌های بالینی و غیربالینی در نمره کل مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان و زیرمقیاس‌ها، با کنترل کردنِ سن، جنس و رشته تحصیلی انجام شد (جدول شماره 4).


نتایج نشان داد میانگین نمرات ALIS-I و خرده‌مقیاس‌های آن در گروه بالینی در مقایسه با گروه عادی به‌طور معنی‌داری بالاتر بود (0/001>P). روایی همگرا بر‌اساس معیار فورنل و لارکر و همبستگی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان با EASI-A بررسی شد.
 بر‌اساس جدول شماره 3، شروط میانگین واریانس استخراج‌شده بالاتر از 0/5، پایایی ترکیبی بالاتر از 0/7، و پایایی ترکیبی بیشتر از میانگین واریانس استخراج شده باشد. برای همه زیرمقیاس‌های مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان برآورده شدند. همچنین نمره کل (0/85=r و 0/001 ‌مقایسه نمونه‌های بالینی از‌نظر سن و جنس با استفاده از رگرسیون خطی ساده و آزمون تی مستقل انجام شد. از نظر سن، میانگین نمره کل مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان در نوجوانان 14 تا 16 سال بیشتر از نوجوانان 11 تا 13 سال و اندازه اثر آن متوسط بود (10/58=B و 005/P=0 و ƞ2=0/16). علاوه‌بر‌این میانگین زیرمقیاس‌های کناره‌گیری/اجتناب (50/B=2 و P<0/001 و ƞ2=0/21)، علائم جسمانی (84/B=2 و P<0/001 و ƞ2=0/25)، مشکلات تحصیلی/کاری (46/B=3 و 0/013=P و ƞ2=0/13) و مشکلات با همسالان (79/B=1 و 0/002=P و ƞ2=0/19)، در نوجوانان 14 تا 16 ساله بیشتر از 11  تا 13ساله و با اندازه اثر متوسط بود.
در بحث تفاوت‌های جنسیتی، میانگین نمرات مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان ([0/02 تا 0/63] 21/d=0) و مشکلات تحصیلی / کاری ([0/05- تا 0/34] 12/d=0) در دختران بیشتر از پسران بود و اندازه اثر آن‌ها متوسط بود. برای سایر زیرمقیاس‌ها تفاوت معنی‌داری مشاهده نشد (0/05<P).

بحث
بر‌اساس دانش ما، این پژوهش اولین تلاش برای بررسی ویژگی‌های روان‌سنجی نسخه فارسی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان است. یافته‌ها نشان داد نسخه فارسی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان دارای ویژگی‌های ساختاری و روان‌سنجی (روایی واگرا، روایی همگرا و پایایی) مناسب بوده و به اندازه نسخه انگلیسی اصلی رضایت‌بخش است.
این مطالعه همچنین نشان داد ESEM مرتبه اول چهار عاملی، که در آن 4 عامل به‌عنوان عوامل مرتبه اول متمایز و مرتبط تخمین زده می‌شوند، تناسب خوبی با مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان دارد. به‌طور‌کلی  ESEM چهار عاملی که عامل‌های کلی و اختصاصی را در نظر می‌گیرد، همان ابعاد به‌دست‌آمده در پژوهش اصلی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان را با 4 زیرمقیاس منعکس می‌کند و ماده‌های مشابه روی هر مقیاس بارگذاری می‌شوند. این نتایج نشان می‌دهد مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان سیستمی شامل 4 عامل متمایز، اما همبسته است و یک نمره کل و 4 نمره برای زیرمقیاس دارد. این یافته که یک عامل کلی به بهترین شکل ساختار عاملی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان را توضیح می‌دهد با نتایج مطالعه اصلی مطابقت دارد. بین تمامی ماده‌ها و نمره کل همبستگی قابل‌قبولی وجود داشت. این یافته با همسانی درونی قوی برای نمره کل در مطالعه اصلی (0/89=α) همخوانی دارد [7]. 
میانگین نمره کل در مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان در نوجوانان 14 تا 16 ساله بیشتر از افراد 11 تا 13 ساله و با اندازه اثر متوسط بود. تفاوت مشابهی در هر‌یک از 4 زیرمقیاس مشاهده شد. این یافته با نتایج مطالعه اصلی مطابقت دارد و در آنجا نیز نوجوانان بزرگ‌تر، از نوجوانان کوچک‌تر، میانگین نمرات کل مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان بالاتری داشتند [7]. سایر پژوهش‌ها در‌مورد تداخل علائم اضطراب و افسردگی در زندگیِ نوجوانان به نتایج مشابهی رسیده است و به‌طور‌کلی نشان می‌دهد تأثیر این اختلالات بر زندگی فرد، با افزایش سن افزایش می‌یابد [43-45]. این یافته همچنین با پژوهش‌های انجام‌شده در جمعیت‌های غیربالینی در ایران که رابطه معکوس بین کارکرد و سن در نوجوانان را نشان می‌دهد مطابقت دارد [28، 46]. در تبیین این یافته می‌توان گفت انتظارات تحصیلی و اجتماعی از نوجوان، با افزایش سن افزایش می‌یابد. بنابراین علائم اختلال‌های روانی احتمالاً در سنین مختلف پیامدهای متفاوتی به همراه خواهد داشت. به‌عنوان مثال، علائم اختلال اضطراب اجتماعی در کودکان خردسال که نیازی به تعامل منظم با همسالان ندارند، نسبت به نوجوانانی که تعاملات اجتماعی پیچیده‌تری دارند، باعث تداخل کمتری می‌شود. همچنین با افزایش فشارهای تحصیلی، اضطراب امتحان به‌طور فزاینده‌ای مخرب می‌شود [14]. همین استدلال در‌مورد تأثیر افسردگی بر روابط اجتماعی نوجوانان نیز صادق است. با افزایش سن، کاهش اتکا به خانواده و مستقل شدن و اهمیت روزافزون گروه همسالان، تداخل پریشانی درونی با زندگی نوجوان بیشتر می‌شود [7]. در ایران، بر‌اساس دانش ما، مطالعه‌ای در‌مورد ارتباط بین سن و تداخل علائم اضطراب و افسردگی در زندگی نوجوانان انجام نشده و انجام پژوهش‌های بیشتر در این زمینه ضروری است.
میانگین نمره کل مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان و میانگین نمره زیرمقیاس مشکلات تحصیلی/کاری، در دختران بیشتر از پسران بود و اندازه اثر متوسط بود، اما در سایر زیرمقیاس‌ها تفاوت معنی‌داری مشاهده نشد. این یافته با نتایج مطالعه اصلی همخوانی ندارد. در آن پژوهش، شرکت‌کنندگان دختر، دارای میانگین نمراتی کمی بالاتر از شرکت‌کنندگان پسر بودند و اندازه اثر نیز کوچک بود ([0/51 تا 0/01-] 0/25=d). این تفاوت از‌نظر آماری معنادار نبود. (0/061=p). شرکت‌کنندگان دختر میانگین نمرات بالاتری نسبت به شرکت‌کنندگان پسر در زیرمقیاس علائم جسمانی داشتند، اما تفاوت‌های جنسیتی در همه زیر‌مقیاس‌های دیگر جزئی و از‌نظر آماری معنی‌دار نبود [7]. 
نتایج مطالعه اصلی، با یک مطالعه در سال 2010 روی نوجوانان ایرانی همخوانی داشت که در آن، دختران نوجوان نسبت به پسران نمره کارکرد کل کمتری کسب کردند [47]. اما در مطالعه هادیان‌فرد و همکاران، کارکرد کلی نوجوانان پسر (شامل عملکرد فیزیکی، عملکرد هیجانی، عملکرد اجتماعی، عملکرد در مدرسه و سلامت روانی‌اجتماعی) به‌طور معنی‌داری بیشتر از دختران بود، اگرچه تفاوت معنی‌داری در عملکرد مدرسه مشاهده نشد [46]. این نتیجه برخلاف نتایج پژوهش قهرمانی و همکاران است که در آن با استفاده از پرسش‌نامه سلامت روان و ناسازگاری اجتماعی، تداخل ناشی از اضطراب، افسردگی، اختلال خوردن و مشکلات رفتاری در زندگی نوجوانان مورد بررسی قرار گرفت و نشان داد تفاوتی بین دختران و پسران وجود ندارد [48].
 در مطالعه دیگری که مجدداً بر روی نقایص کارکردی جمعیتِ نوجوانانِ غیربالینی انجام شد، نوجوانان پسر در حیطه کار، مدرسه، فعالیت‌های اجتماعی و فعالیت‌های پرخطر دارای اختلال بالاتری نسبت به دختران بودند، اگرچه نمره کلی بین 2 جنس تفاوت معنی‌داری نداشت [46]. تفاوت در نتایج ممکن است به دلیل تفاوت‌های فرهنگی باشد. در ایران طی سال‌های گذشته گام‌های زیادی در جهت برابری جنسیتی در آموزش برداشته شده و شاخص برابری جنسیتی به‌ویژه در دوره متوسطه افزایش یافته است. علاوه‌بر‌این میزان باسوادی نوجوانان دختر نیز افزایش یافته است [49، 50] و از سال 1391، تعداد ورودی‌های زن به دانشگاه‌های ایران از مردان بیشتر شده است [51]. این آمار نشان می‌دهد دختران نوجوان در ایران بیش از پسران به تحصیل اهمیت می‌دهند و به همین دلیل شاید دخترانی که از اضطراب یا افسردگی رنج می‌برند بیش از پسران از نقص در کارکرد تحصیلی رنج می‌برند. به‌طور‌کلی، ادبیات مربوط به تفاوت‌های جنسیتی در نقایص کارکردی نوجوانان بسیار مختلط است و الگوهای همسان اندکی وجود دارد. بنابراین قبل از نتیجه‌گیری، به‌ویژه در ایران، نیاز به پژوهش‌های بیشتری هست.

نتیجه‌گیری
‌‌نسخه فارسی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان از ویژگی‌های ساختاری و روان‌سنجی بسیار خوبی برخوردار است و می‌توان از آن برای ارزیابی نوجوانان ایرانی استفاده کرد. ‌بنابراین متخصصان روان‌سنجی و روان‌شناسی بالینی می‌توانند با اطمینان از نسخه فارسی مقیاس تداخل علائم اختلال‌های درونی‌سازی در زندگی نوجوانان برای ارزیابی میزان نقائص کارکردی ناشی از علائم اضطراب و افسردگی، در بافت‌های مختلف اجتماعی استفاده کنند.
با وجود نتایج امیدوارکننده، این مطالعه دارای محدودیت‌هایی نیز هست. ازآنجاکه شرکت‌کنندگان از شهرهای مختلف ایران انتخاب شدند، پیش از آنکه بتوان نتایج را به کل جمعیت نوجوانان ایرانی تعمیم داد، انجام پژوهش‌های بیشتری ضروری است. به‌دلیل همه‌گیری کووید-19، شرکت در مطالعه به‌طور کامل به‌صورت آنلاین انجام شد که ممکن است سوگیری‌هایی مانند انتخاب آگاهانه (شرکت‌کننده خود تصمیم به تکمیل پرسش‌نامه می‌گیرد)، پوشش ناکامل (دسترسی نداشتن بخشی از جمعیت هدف به اینترنت)، و پاسخ‌دهی داوطلبانه (مشارکت‌کنندگان عمدتاً داوطلبان خودانتخاب‌گر هستند) را ایجاد کرده باشد. بنابراین، تعمیم نتایج تنها به نوجوانان ایرانی که در مدارس انتخاب‌شده در شهرهای ذکرشده تحصیل می‌کردند و به اینترنت دسترسی داشتند، امکان‌پذیر است.
 همچنین، بین گروه‌های بالینی و غیربالینی از نظر ویژگی‌های جمعیت‌شناختی تفاوت‌هایی وجود داشت که باید در تفسیر نتایج مطالعه مورد توجه قرار گیرد. ازاین‌رو، انجام پژوهش‌های بیشتر با مشارکت دامنه گسترده‌تری از نوجوانان ایرانی یا نوجوانان کشورهای دیگر ضروری به نظر می‌رسد. افزون بر این، استفاده از مقیاس ALIS-I در مطالعات آزمایشی به‌منظور بررسی بیشتر روایی عملکردی آن توصیه می‌شود.

محدودیت‌ها و پیشنهادها
علی‌رغم نتایج امیدوارکننده، مطالعه حاضر محدودیت‌‌هایی داشت.
1. از‌آنجایی‌که شرکت‌کنندگان از تعداد محدودی از شهرهای ایران در پژوهش شرکت کرده بودند، قبل از تعمیم نتایج به کل جمعیت ایران، تحقیقات بیشتری لازم است. 
2. شرکت در این مطالعه کاملاً آنلاین بود، که اگرچه به دلیل همه‌گیری کوویدـ19، اجتناب‌ناپذیر بوده است، ممکن است به منبعی برای سوگیری انتخاب تبدیل شده باشد. نمونه‌‌گیری آنلاین به چند دلیل می‌تواند سوگیری ایجاد کند: سوگیری انتخاب خود (شرکت‌کننده از نظرسنجی مطلع می‌شود و تصمیم می‌گیرد نظرسنجی را تکمیل کند)؛ سوگیری تحت پوشش بودن (اینکه آیا جامعه هدف دسترسی به اینترنت دارد یا نه و سوگیری پاسخ داوطلبانه (زمانی که اعضای نمونه داوطلبانی هستند که خودشان انتخاب کرده‌اند شرکت کنند. بنابراین تعمیم یافته‌­ها به نوجوانان ایرانی محدود می‌شود که به اینترنت دسترسی داشتند.
3. به‌دلیل محدودیت‌های نمونه‌گیری، تفاوت‌های جمعیت‌شناختی بین 2 گروه بالینی و غیربالینی وجود دارد که باید در بررسی نتایج مورد توجه قرار گیرد. بنابراین انجام پژوهش‌های بیشتر با مشارکت طیف وسیع‌تری از نوجوانان از ایران و سایر کشورها ضروری به نظر می‌رسد. پیشنهاد می‌شود این ابزار در پژوهش‌های آزمایشی نیز استفاده شود تا روایی عملکردی آن بررسی شود.

‌‌‌ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
کمیته اخلاق دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی تهران این مطالعه را  با شناسه اخلاق (IR.USWR.REC.1399.167) تأیید کرده است. قبل از انجام پژوهش رضایت‌نامه کتبی آگاهانه از تمام شرکت‌کنندگان اخذ شد. شرکت‌کنندگان همچنین از حق خود برای ترک پروژه هر زمان که بخواهند بدون هیچ عواقبی اطمینان داشتند. اطلاعات شرکت‌کنندگان نزد پژوهشگران محفوظ باقی ماند. تمام مراحل با رعایت اصول اخلاقی اعلامیه هلسینکی انجام شد.

حامی مالی
این پژوهش برگرفته از پایان‌نامه دکترای نسیم موسوی، در گروه روانشناسی بالینی دانشگاه علوم توانبخشی و سلامت اجتماعی است و هیچ‌گونه کمک مالی از سازمانی‌های دولتی، خصوصی و غیرانتفاعی دریافت نکرده است.

مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: عباس پورشهباز و نسیم موسوی؛ تحقیق و بررسی و نگارش پیش‌نویس: نسیم موسوی؛ ویراستاری و نهایی‌سازی نوشته: حمید پورشریفی، عباس پورشهباز، فرشته مومنی و رونالد رپی. 

تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان این مقاله تعارض منافع ندارد.

تشکر و قدردانی
از زحمات جناب آقای دکتر امید رضائی، جناب آقای رضا آرائی، خانم دکتر مرضیه نوروزپور و همه شرکت‌کنندگانی که در انجام این پژوهش همکاری کردند، قدردانی می‌شود. 

References

1. Klaufus L, Verlinden E, van der Wal M, Cuijpers P, Chinapaw M, Smit F. Adolescent anxiety and depression: burden of disease study in 53,894 secondary school pupils in the Netherlands. BMC Psychiatry. 2022; 22(1):225. [DOI:10.1186/s12888-022-03868-5] [PMID]
2. Mohammadi MR, Ahmadi N, Khaleghi A, Mostafavi SA, Kamali K, Rahgozar M, et al. Prevalence and correlates of psychiatric disorders in a national survey of Iranian children and adolescents. Iranian Journal of Psychiatry. 2019; 14(1):1-15. [DOI:10.18502/ijps.v14i1.418] [PMID]
3. Oliveira JMD, Butini L, Pauletto P, Lehmkuhl KM, Stefani CM, Bolan M, et al. Mental health effects prevalence in children and adolescents during the COVID-19 pandemic: A systematic review. Worldviews on Evidence-Based Nursing. 2022; 19(2):130-7. [DOI:10.1111/wvn.12566] [PMID]
4. Ahlen J, Hursti T, Tanner L, Tokay Z, Ghaderi A. Prevention of anxiety and depression in Swedish school children: A cluster-randomized effectiveness study. Prev Sci. 2018; 19(2):147-58. [DOI:10.1007/s11121-017-0821-1] [PMID]
5. Greenberg PE, Fournier AA, Sisitsky T, Pike CT, Kessler RC. The economic burden of adults with major depressive disorder in the United States (2005 and 2010). The Journal of Clinical Psychiatry. 2015; 76(2):155-62. [DOI:10.4088/JCP.14m09298] [PMID]
6. Cummings CM, Caporino NE, Kendall PC. Comorbidity of anxiety and depression in children and adolescents: 20 years after. Psychological Bulletin. 2014; 140(3):816-45. [DOI:10.1037/a0034733] [PMID]
7. Schniering CA, Forbes MK, Rapee RM, Wuthrich VM, Queen AH, Ehrenreich-May J. Assessing functional impairment in youth: development of the adolescent life interference scale for internalizing symptoms (ALIS-I). Child Psychiatry and Human Development. 2023; 54(2):508-19. [DOI:10.1037/t88321-000] [PMID]
8. Young JF, Mufson L, Davies M. Impact of comorbid anxiety in an effectiveness study of interpersonal psychotherapy for depressed adolescents. Journal of the American Academy of Child and Adolescent Psychiatry. 2006; 45(8):904-12. [DOI:10.1097/01.chi.0000222791.23927.5f] [PMID]
9. Starr LR, Davila J. Differentiating interpersonal correlates of depressive symptoms and social anxiety in adolescence: Implications for models of comorbidity. Journal of Clinical Child and Adolescent Psychology. 2008; 37(2):337-49. [DOI:10.1080/15374410801955854] [PMID]
10. Ollendick TH, Jarrett MA, Grills-Taquechel AE, Hovey LD, Wolff JC. Comorbidity as a predictor and moderator of treatment outcome in youth with anxiety, affective, attention deficit/hyperactivity disorder, and oppositional/conduct disorders. Clinical Psychology Review. 2008; 28(8):1447-71. [DOI:10.1016/j.cpr.2008.09.003] [PMID]
11. Schniering CA, Rapee RM. Evaluation of a transdiagnostic treatment for adolescents with comorbid anxiety and depression. Journal of Affective Disorders Reports. 2020; 2:100026. [DOI:10.1016/j.jadr.2020.100026]
12. Pruessner L, Timm C, Kalmar J, Bents H, Barnow S, Mander J. Emotion regulation as a mechanism of mindfulness in individual cognitive-behavioral therapy for depression and anxiety disorders. Depression and Anxiety. 2024; 2024:9081139. [DOI:10.1155/2024/9081139] [PMID]
13. Berk LE. Development through the lifespan. 7th ed. Boston: Pearson; 2014. [Link]
14. Rapee RM, Bőgels SM, van der Sluis CM, Craske MG, Ollendick T. Annual research review: Conceptualising functional impairment in children and adolescents. Journal of Child Psychology and Psychiatry, and Allied Disciplines. 2012; 53(5):454-68. [DOI:10.1111/j.1469-7610.2011.02479.x] [PMID]
15. Shaffer DE, Lucas CP, Richters JE. Diagnostic assessment in child and adolescent psychopathology. New York: The Guilford Press; 1999. [Link]
16. Stein RE, Jessop DJ. Functional status II(R). A measure of child health status. Medical Care. 1990; 28(11):1041-55. [DOI:10.1097/00005650-199011000-00006] [PMID]
17. Dickson SJ, Kuhnert RL, Lavell CH, Rapee RM. Impact of psychotherapy for children and adolescents with anxiety disorders on global and domain-specific functioning: A systematic review and meta-analysis. Clinical Child and Family Psychology Review. 2022; 25(4):720-36. [DOI:10.1007/s10567-022-00402-7] [PMID]
18. Palermo TM, Long AC, Lewandowski AS, Drotar D, Quittner AL, Walker LS. Evidence-based assessment of health-related quality of life and functional impairment in pediatric psychology. Journal of Pediatric Psychology. 2008; 33(9):983-96. [DOI:10.1093/jpepsy/jsn038] [PMID]
19. Palermo TM, Witherspoon D, Valenzuela D, Drotar DD. Development and validation of the Child Activity Limitations Interview: A measure of pain-related functional impairment in school-age children and adolescents. Pain. 2004; 109(3):461-70. [DOI:10.1016/j.pain.2004.02.023] [PMID]
20. Walker LS, Greene JW. The functional disability inventory: measuring a neglected dimension of child health status. Journal of Pediatric Psychology. 1991; 16(1):39-58. [DOI:10.1093/jpepsy/16.1.39] [PMID]
21. Rapee RM, Oar EL, Johnco CJ, Forbes MK, Fardouly J, Magson NR, et al. Adolescent development and risk for the onset of social-emotional disorders: A review and conceptual model. Behaviour Research and Therapy. 2019; 123:103501. [DOI:10.1016/j.brat.2019.103501] [PMID]
22. Bonnie RJ, Backes EP, Alegria M, Diaz A, Brindis CD. Fulfilling the promise of adolescence: Realizing opportunity for all youth. The Journal of Adolescent Health. 2019; 65(4):440-2. [DOI:10.1016/j.jadohealth.2019.07.018] [PMID]
23. Attell BK, Cappelli C, Manteuffel B, Li H. Measuring Functional Impairment in Children and Adolescents: Psychometric properties of the Columbia impairment scale (CIS). Evaluation & the Health Professions. 2020; 43(1):3-15. [DOI:10.1177/0163278718775797] [PMID]
24. Rao PA, Beidel DC, Turner SM, Ammerman RT, Crosby LE, Sallee FR. Social anxiety disorder in childhood and adolescence: Descriptive psychopathology. Behaviour Research and Therapy. 2007; 45(6):1181-91. [DOI:10.1016/j.brat.2006.07.015] [PMID]
25. Duinhof EL, Lek KM, de Looze ME, Cosma A, Mazur J, Gobina I, et al. Revising the self-report strengths and difficulties questionnaire for cross-country comparisons of adolescent mental health problems: The SDQ-R. Epidemiology and Psychiatric Sciences. 2019; 29:e35. [DOI:10.1017/S2045796019000246] [PMID]
26. Hariharan M, Padhy M, Monteiro SR, Nakka LP, Chivukula U. Adolescence Stress Scale: Development and Standardization. Journal of Indian Association for Child and Adolescent Mental Health. 2023; 19(2):197-206. [DOI:10.1177/09731342231173214]
27. Abbasi N, Ghosh S. Construction and standardization of examination anxiety scale for adolescent students. International Journal of Assessment Tools in Education. 2020; 7(4):522-34. [DOI:10.21449/ijate.793084]
28. Hadianfard H, Kiani B, Azizzadeh Herozi M, Mohajelin F, Mitchell JT. Health-related quality of life in Iranian adolescents: a psychometric evaluation of the self-report form of the PedsQL 4.0 and an investigation of gender and age differences. Health and Quality of Life Outcomes. 2021; 19(1):108. [DOI:10.1186/s12955-021-01742-8] [PMID]
29. Kline RB. Principles and practice of structural equation modeling. fifth ed. New York: Guilford publications; 2023. [Link]
30. Beaton DE, Bombardier C, Guillemin F, Ferraz MB. Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine. 2000; 25(24):3186-91. [DOI:10.1097/00007632-200012150-00014] [PMID]
31. First M, Williams J, karg R, Spitzer R. SCID-5-CV: Structured clinical interview for DSM-5 disorders: Clinician version. Tehran: Ebnesina Publication; 2016. [Link]
32. Kennedy SM, Ehrenreich-May J. Assessment of emotional avoidance in adolescents: Psychometric properties of a new multidimensional measure. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment. 2017; 39(2):279-90. [DOI:10.1007/s10862-016-9581-7]
33. Mousavi N, Poursharifi H, Momeni F, Pourshhbaz A, Rapee R. [Psychometric properties of the Persian version of the Adolescent life interference scale for internalizing symptoms among iranian adolescents (Persian)]. Archeves of Rehabilitation. 2025; 26(3) [Unpublished]. [Link]
34. Muthén LK, Muthén BO. Mplus user’s guide: Statistical analysis with latent variables (7th ed.). Los Angeles: Muthén & Muthén; 2012. [Link]
35. Morin AJ. Exploratory structural equation modeling. In: Hoyle RH, editor. Handbook of Structural Equation Modeling. New York: Guilford Press; 2021. [Link]
36. Hu Lt, Bentler PM. Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling. 1999; 6(1):1-55. [DOI:10.1080/10705519909540118]
37. van Zyl LE, Ten Klooster PM. Exploratory structural equation modeling: Practical guidelines and tutorial with a convenient online tool for mplus. Frontiers in Psychiatry. 2022; 12:795672. [DOI:10.3389/fpsyt.2021.795672] [PMID]
38. Asparouhov T, Muthén B. Exploratory structural equation modeling. Structural Equation Modeling. 2009; 16(3):397-438. [DOI:10.1080/10705510903008204]
39. Vandenberg RJ, Lance CE. A review and synthesis of the measurement invariance literature: Suggestions, practices, and recommendations for organizational research. Organizational Research Methods. 2000; 3(1):4-70. [DOI:10.1177/109442810031002]
40. Fleiss JL, Levin B, Paik MC. Statistical methods for rates and proportions. Hoboken: John Wiley & sons; 2013. [Link]
41. Fornell C, Larcker DF. Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research. 1981; 18(1):39-50. [DOI:10.2307/3151312]
42. Lai K, Green SB. The problem with having two watches: Assessment of fit when RMSEA and CFI disagree. Multivariate Behavioral Research. 2016; 51(2-3):220-39. [DOI:10.1080/00273171.2015.1134306] [PMID]
43. Nagar S, Sherer JT, Chen H, Aparasu RR. Extent of functional impairment in children and adolescents with depression. Current Medical Research and Opinion. 2010; 26(9):2057-64. [DOI:10.1185/03007995.2010.496688] [PMID]
44. Scott J, Scott EM, Hermens DF, Naismith SL, Guastella AJ, White D, et al. Functional impairment in adolescents and young adults with emerging mood disorders. The British Journal of Psychiatry. 2014; 205(5):362-8. [DOI:10.1192/bjp.bp.113.134262] [PMID]
45. Ezpeleta L, Granero R, de la Osa N, Guillamón N. Predictors of functional impairment in children and adolescents. Journal of Child Psychology and Psychiatry, and Allied Disciplines. 2000; 41(6):793-801. [DOI:10.1111/1469-7610.00666] [PMID]
46. Hadianfard H, Kiani B, Weiss MD. Study of functional impairment in students of elementary and secondary public schools in Iran. Journal of the Canadian Academy of Child and Adolescent Psychiatry. 2021; 30(2):68-81. [PMID]
47. Amiri P, M Ardekani E, Jalali-Farahani S, Hosseinpanah F, Varni JW, Ghofranipour F, et al. Reliability and validity of the Iranian version of the pediatric quality of life inventory™ 4.0 generic core scales in adolescents. Quality of Life Research. 2010; 19(10):1501-8. [DOI:10.1007/s11136-010-9712-7] [PMID]
48. Ghahremani S, Ahmadian Vargahan F, Khanjani S, Farahani H, Fathali Lavasani F. [Psychometric properties of the mental health and social inadaptation assessment in Iranian adolescents (Persian)]. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2022; 28(1):106-21. [DOI:10.32598/ijpcp.28.1.2000.3]
49. The World Bank Group. Literacy rate, youth female (% of females ages 15-24) - Iran, Islamic Rep [Internet]. 2021 [Updated 2025 January 26]. Available from: [Link]
50. Mehran G. Gender and education in Iran. Paris: The United Nations Educational, Scientific and Cultural Organization; 2003. [Link]
51. The World Bank Group. School enrollment, tertiary, female (% gross) - Iran, Islamic Rep [Internet]. 2023 [Updated 2024 March 20]. Available from: [Link]