نشریه پژوهشی سلامت روان کودک
1.17K subscribers
8 photos
19 videos
246 files
116 links
مدیر مسئول و سردبیر: عباسعلی حسین خانزاده:
Abbaskhanzade@gmail.com
ارتباط با مسوول سایت :
paper@childmentalhealth.ir
ارتباط با مدیر اجرایی:
psydevch@gmail.com

تلفن تماس
01333583940، 09114130804
Download Telegram
Logistic regression: Direct logistic regression was performed to assess the impact of a set of predictor variables on the odds that respondents would report that they had a problem with their sleep. The model contained five independent variables (sex, age, problems getting to sleep, problems staying asleep and hours of sleep per weeknight). The full model containing all predictors was statistically significant, χ2 (5, N = 241) = 76.02, p < .001, indicating that the model was able to distinguish between respondents who
reported versus did not report a sleep problem. The model as a whole correctly classified 75.1% of cases. As shown in Table 1, only three of the independent variables made a unique statistically significant contribution to the model (hours sleep per night, problems getting to sleep and problems staying asleep). The strongest predictor of reporting a sleep problem was difficulty staying asleep, recording an odds ratio of 7.27. This indicated that the odds are 7.27 times greater that respondents who had difficulty staying asleep would report a sleep problem than those who did not have difficulty staying asleep, controlling for all other factors in the model. The odds ratio of .64 for hours sleep per night was less than 1, indicating that for every additional hour of sleep per night the odds were .64 times lower that respondents would report having a sleep problem, controlling for other factors in the model.
Factor analysis: The 20 items of the Positive and Negative Affect Scale (PANAS) were subjected to principal components analysis (PCA) using IBM SPSS Statistics version 26. Prior to performing PCA, the suitability of data for factor analysis was assessed. Inspection of the correlation matrix revealed the presence of many coefficients of .3 and above. The Kaiser-Meyer-Olkin value was .87, exceeding the recommended value of .6 (Kaiser 1970, 1974), and Bartlett’s (1954) Test of Sphericity reached statistical significance, supporting the factorability of the correlation matrix. Principal components analysis revealed the presence of four components with eigenvalues exceeding 1, explaining 31.2%, 17.0%, 6.1% and 5.8% of the variance respectively. An inspection of the screeplot revealed a clear break after the second component. Using Catell’s (1966) scree test, it was decided to retain two components for further investigation. This was further supported by the results of parallel analysis, which showed only two components with eigenvalues exceeding the corresponding criterion values for a randomly generated data matrix of the same size (20 variables ×435respondents).
The two-component solution explained a total of 48.2% of the variance, with Component 1 contributing 31.25% and Component 2 contributing 17.0%. To aid in the interpretation of these two components, oblimin rotation was performed. The rotated solution revealed the presence of simple structure (Thurstone 1947), with both components showing several strong loadings and all variables loading substantially on only one component. The interpretation of the two components was consistent with previous research on the PANAS, with positive affect items loading strongly on Component 1 and negative affect items loading strongly on Component 2. There was a weak negative correlation between the two factors (r = –.28). The results of this analysis support the use of the positive affect items and the negative affect items as separate scales, as suggested by the scale authors (Watson, Clark & Tellegen 1988).
Chi-Square: A Chi-Square Goodness of Fit test indicates there was no significant difference in the proportion of smokers identified in the current sample (19.5%) as compared with the value of 20% that was obtained in a previous nationwide study, χ2 (1, n = 436) = .07, p = .79.
Chi-Square Test for Independence: A Chi-Square Test for Independence (with Yates’ Continuity Correction) indicated no significant association between gender and smoking status, c2 (1, n = 436) = .34, p = .56, phi = –.03.
Mann-Whitney U: A Mann-Whitney U Test revealed no signifi cant difference in the self-esteem levels of males (Md = 35, n = 184) and females (Md = 34.5, n = 252), U = 21594, z = –1.23, p = .22, r = .06.
همان طور که ملاحظه می کنید به راحتی می توان ده ها صفحه تحلیل فصل چهارم را در چند جمله با ذکر شاخص های مهم آماری در بخش یافته های چکیده جامع به زبان انگلیسی گزارش کرد. فقط توجه داشته باشید هنگام سابمیت مقاله هرگز چکیده جامع به زبان فارسی و انگلیسی را ننویسید. اجازه دهید مقاله داوری شود، اصلاح شود، تأیید نهایی شود، و سپس چکیده جامع فارسی بنویسید و بعد از تأیید چکیده جامع فارسی آنرا به زبان انگلیسی ترجمه کنید. شاید این سوال برایتان پیش بیاید که چرا از همان ابتدا به انگلیسی ننویسیم و دلیل ارائه این نمونه های انگلیسی چیست. وقتی می توانیم با الگوبرداری از نمونه های انگلیسی که در کانال گذاشته شد چکیده جامع انگلیسی را بنویسم چرا باید ابتدا به فارسی بنویسیم؟
در پاسخ باید به عرض برسانم که نویسنده باید محتوای مقاله خود را حتی در نسخه فارسی Paraphrase کند. برخی نویسندگان فکر می کنند که وقتی مطلبی را از یک مقاله یا کتابی منتشر شده با ذکر منبع در اثر علمی خودشان ارائه کنند، کافی است. مثلاً جمله ای را از کتاب یا مقاله خانزاده بردارند و در مقاله خود بیاورند و در داخل پرانتز بنویسند: خانزاده، 1398- در حالی که همین کار دقیقاً سرقت علمی به حساب می آید حتی اگر مطالبی را عیناً از مقالات منتشر شده قبلی خودتان هم بیاورید باز هم سرقت علمی به حساب می آید. (مگر اینکه نقل مستقیم باشد که بر حسب تعداد واژگان، قوانین خودش را دارد و واقعاً نمی شود در این بحث مختصر توضیح داد). حتی برخی فکر می کنندParaphrase به معنای تغییر دادن فعل و فاعل و مفعول و ... است، در حالی که این کار نیز سرقت علمی به حساب می آید. خیلی خوب پس Paraphrase به چه معنا است؟
اصطلاح Paraphrase بدین معنا است که نویسنده پارگراف یا جمله یا ... از یک مقاله یا ... را بخواند و پیام آن را به زبان خود بازنویسی کند و بعد در داخل پرانتز به نویسنده اثر ارجاع دهد. بنابراین صرف ارجاع دادن و یا تغییر فعل و فاعل یک جمله، کفایت نمی کند (باز هم تاکید می کنم ماجرای نقل قول مستقیم و غیرمستقیم قوانین و قواعد خود را دارد که توضیح آن در این مختصر نمی گنجد).
و اما خبر بسیار مهم: اگر به یاد داشته باشید (که یقین دارم به یاد دارید) نام انجمن عقب ماندگی ذهنی آمریکا (AAMR) در سال 2007 به انجمن کم توانی های ذهنی و تحولی آمریکا (AAIDD) تغییر یافته بود و به طور رسمی در ویرایش یازدهم انجمن نمود پیدا کرده بود و اصطلاح intellectual and developmental disability جایگزین mental retardation شده بود (ویرایش یازدهم انجمن، 2010). اما خبر مهم این است که ویرایش دوازدهم انجمن نیز در سال 2021 منتشر شده است و تغییرات مهمی در تعریف و تشخیص کم توانی ذهنی رخ داده است. در این پیام مختصر نمی توانم بیش از سیصد صفحه آخرین ویرایش انجمن را توضیح دهم ولی به شرط بقای عمر، قول خواهم داد این نسخه نهایی را تدریس و ضبط کنم و فایل آن را در این کانال بارگذاری کنم. اما دست به نقد باید به عرض برسانم که در 12th edition of the AAIDD Manual ملاک سوم تشخیص کم توانی ذهنی، یعنی رخداد اختلال قبل از 18 سالگی به 22 سالگی تغییر کرد. یعنی اگر تا به حال می گفتیم زمانی می توانیم برچسب کم توانی ذهنی را به فرد اطلاق کنیم که اختلال قبل از 18 سالگی (سن تحول مغز)، رخ دهد، در آخرین ویرایش (2021)، سن تحول مغز به 22 سالگی افزایش یافت. رخداد مهم دیگر در این ویرایش، تشخیص گذشته نگر کم توانی ذهنی است که باور بفرمایید نمی توانم در این پیام مختصر به چرایی و تبیین و تفسیر این دو رخداد در آخرین ویرایش بپردازم. عباسعلی حسین خانزاده؛ سردبیر نشریه علمی پژوهشی سلامت روان کودک
20/3/1401
کانال تلگرام نشریه:
https://t.me/childmentalhealth
صفحه اینستاگرام سردبیر:
https://instagram.com/abbasalihosseinkhanzadeh?igshid=zq9o
با سلام و احترام
با توجه به عدم پوشش بیمه خدمات درمانی و تکمیلی برای بسیاری از مراجعان دارای نیازهای ویژه مانند کودکان دارای اختلالات عصبی تحولی در سنین پایین و مشکلات اقتصادی شدید در بسیاری از خانواده های این کودکان، از این پس کودکان تحت پوشش سازمان های بهزیستی و کمیته امداد و یا جمعیت ها و نهادهای مشابه با داشتن معرفی نامه به صورت رایگان در کلینیک تخصصی کودک و نوجوان ویزیت و ارزیابی می شوند. فقط به یاد داشته باشید راز موفقیت توانبخشی این کودکان، ارزیابی و مداخله زودهنگام یعنی زیر سه یا چهار سالگی است و حتی طبق نظر برخی متخصصان سن طلایی زبان آموزی، شش ماهگی است نه اینکه صبر کنیم و صبر کنیم و صبر کنیم تا کودک به دو یا سه سالگی برسد و سپس برای درمان رجوع کنیم.
بنابراین والدین گرامی التماس می کنم سنین طلایی تحول کودک را جدی بگیرید. هدف برچسب زدن نیست، که هدف پیش بینی و ردیابی تاخیر تحولی و اقدامات مداخله ای است؛ همین.

توجه: شاید کودکی در چهار سالگی اقدامات درمانی مانند گفتاردرمانی یا توانبخشی ذهنی را دریافت کند و مشکل کودک به ظاهر حل شود، ولی تضمین کننده موفقیت تحصیلی و سازشی کودک در سنین بالا نیست.

عباسعلی حسین خانزاده؛ سردبیر نشریه علمی پژوهشی سلامت روان کودک و متخصص کودکان و نوجوانان با نیازهای ویژه
13/4/1401
کانال تلگرام نشریه:
https://t.me/childmentalhealth
صفحه اینستاگرام سردبیر:
https://instagram.com/abbasalihosseinkhanzadeh?igshid=zq9o
با سلام و احترام فروان
پروفسور Zoccolotti Pierluigi از دپارتمان روان شناسي Sapienza University of Rome، متخصص در حيطه علوم اعصاب، علوم شناختي، اختلالات يادگيري به ويژه نارساخواني و ... ، به جمع هيئت تحريريه نشريه علمي پژوهشي "سلامت روان كودك" پيوست.
نامبرده يكي از برجسته ترين استادان و پژوهشگران در حيطه هاي توجه و تمركز، پردازش ديداري، ارزيابي عصب روان شناختي، كاركردهاي اجرايي، نوروسايكولوژي تحولي، علوم اعصاب شناختي تحولي و ... هستند كه قطعاً حضور ايشان مي تواند به غنا و كيفيت علمي نشريه بيفزايد.

با تشكر/ عباسعلي حسين خانزاده
صاحب امتیاز، مدیر مسئول، و سردبیر نشریه علمی پژوهشی سلامت روان کودک
21/4/1401
کانال تلگرام:
https://t.me/childmentalhealth
صفحه اينستاگرام نشریه:
https://instagram.com/abbasalihosseinkhanzadeh?igshid=zq9o
با سلام و احترام. با توجه به اینکه تلخیص بخش استنباطی تحلیل کوواریانس تک متغیری دوراهه (توجه داشته باشید یک متغیر وابسته و دو متغیر مستقل) در چکیده جامع انگلیسی بر اساس تقاضای برخی نویسندگان دشوار است. نمونه ای از نحوه گزارش آنکوای دوراهه به شرح زیر ارائه می شود. 👇
Presenting the results from two_way ANCOVA

A 2 × 2 between-groups analysis of covariance was conducted to assess the effectiveness of two programs in reducing fear of statistics for male and female participants. The independent variables were the type of program (maths skills, confidence building) and gender. The dependent variable was scores on the Fear of Statistics Test (FOST), administered following completion of the intervention programs (Time 2). Scores on the FOST administered prior to the commencement of the programs (Time 1) were used as a covariate to control for individual differences.
Preliminary checks were conducted to ensure that there was no violation of the assumptions of normality, linearity, homogeneity of variances, homogeneity of regression slopes or reliable measurement of the covariate. After adjusting for FOST scores at Time 1, there was a significant interaction effect. F (1, 25) = 31.7, p < .001, with a large effect size (partial eta squared = .56). Neither of the main effects was statistically significant, program: F (1, 25) = 1.43, p = .24; gender: F (1, 25) = 1.27, p= .27. These results suggest that males and females respond differently to the two types of interventions. Males showed a more substantial decrease in fear of statistics after participation in the maths skills program. Females, on the other hand, appeared to benefit more from the confidence-building program.

نحوه گزارش متنی انکوای دوراهه در بخش استنباطی 👆
به جملات زیر بر حسب تعداد متغیر مستقل و وابسته با دقت فراوان توجه کنید لطفاً:👇
Analysis of covariance can be used as part of one-way, two-way and multivariate ANOVA techniques. Designs:
one-way between-groups ANOVA (one independent variable, one dependent variable)
two-way between-groups ANOVA (two independent variables, one dependent variable).
حالا لطفا همین نکته بالا را به مانکوای دوراهه تعمیم دهید. یعنی: تحلیل کوواریانس چند متغیری (چند متغیر وابسته که زیر چتر یک سازه نظری هستند) دو راهه (دو متغیر متسقل)
نکته مهم: بارها تاکید کردم (هرچند وقتی مطلبی غلط در ایران چند دهه رایج شود تغییر آن بسیار دشوار است) که متغیرهای وابسته در مانوا و مانکوا باید زیر چتر یک سازه نظری باشند، ولی هیچ کسی قبول نمی کند؛ مگر تعدادی محدود. داستان این است که شما نمی توانید چند متغیر وابسته مجزا از هم مانند شخصیت، پیشرفت تحصیلی، و نمره کفش فرد را در دو گروه به صرف اینکه مقایسه سه متغیر وابسته در دو گروه است مانوا یا مانکوا بگیرید. یعنی متغیرهای وابسته باید از یک اقلیم نظری باشند و فقط رابطه آماری آنها مهم نیست، که رابطه مفهومی یا نظری آنها مهم تر است که باید در بیان مسئله این موضوع تصریح شود. خیلی خوب از خانزاده قبول نمی کنید به جملات زیر از کتاب های معتبر پالانت و فیدل و تاباکنیک با دقت بخوانید:👇
Multivariate analysis of variance (MANOVA) is an extension of analysis of variance for use when you have more than one dependent
variable. MANOVA compares the groups and tells you whether the mean differences between the groups on the combination of dependent variables are likely to have occurred by chance. To do this, MANOVA creates a new summary dependent variable, which is a linear combination of each of your original dependent variables. It then performs an analysis of variance using this new combined dependent variable. MANOVA will tell you if there is a significant difference between your groups on this composite dependent variable; it also provides the univariate results for each of your dependent variables separately.
به عبارت های
combination of dependent variables ،
new summary dependent variable و
composite dependent variable
در متن بالا دقت کنید لطفاً 👆
و اما قول داده بودم متن تجدید نظر شده پنجمین راهنمای آماری و تشخیصی اختلالات روانی 2022 را از روی متن انگلیسی تدریس کنم. وقتی دقیقاً از روی متن انگلیسی کتابچه راهنما تدریس کنیم، مشکلات معادل گذاری ها و ترجمه های مختلف مترجمان...، کمتر باعث سردرگمی خوانندگان می شود.
خیلی خوب اینک هنگام سر رسید 😅 به زودی تدریس اختلالات عصبی تحولی آغاز می شود و قبل از آن مختصری درباره تغییرات انجام شده در متن 2022 بحث خواهیم کرد.

با تشكر/ عباسعلي حسين خانزاده
صاحب امتیاز، مدیر مسئول، و سردبیر نشریه علمی پژوهشی سلامت روان کودک

کانال تلگرام:
https://t.me/childmentalhealth
صفحه اينستاگرام نشریه:
https://instagram.com/abbasalihosseinkhanzadeh?igshid=zq9o