دوره 22، شماره 4 - ( زمستان 1395 )                   جلد 22 شماره 4 صفحات 329-318 | برگشت به فهرست نسخه ها

XML English Abstract Print

Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
Golzar H R, Aflakseir A, Molazadeh J. Structural Equation Modeling of Dysfunctional Attitudes and Depression Symptoms: Investigation of the Mediation Role of Ruminative Response Style. IJPCP 2017; 22 (4) :318-329
URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2680-fa.html
گلزار حمیدرضا، افلاک سیر عبدالعزیز، ملازاده جواد. مدلسازی معادله های ساختاری نگرشهای ناکارآمد و افسردگی: بررسی نقش واسطه ای سبک پاسخ نشخوار. مجله روانپزشكي و روانشناسي باليني ايران. 1395; 22 (4) :318-329

URL: http://ijpcp.iums.ac.ir/article-1-2680-fa.html

مدلسازی معادله های ساختاری نگرشهای ناکارآمد و افسردگی: بررسی نقش واسطه ای سبک پاسخ نشخوار
حمیدرضا گلزار 1، عبدالعزیز افلاک سیر2 ، جواد ملازاده2
1- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شیراز ، E-mail: Hamidrezagolzar65@gmail.com
2- گروه روانشناسی بالینی، دانشکده علوم تربیتی و روانشناسی، دانشگاه شیراز
واژه‌های کلیدی: افسردگی، نگرشهای ناکارآمد، سبک پاسخ نشخوار، معادله های ساختاری
متن کامل [PDF 5187 kb]   (6276 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (9025 مشاهده)
متن کامل:   (6296 مشاهده)
مقدمه
افسردگی یکی از رایج‌ترین اختلالات روان‌شناختی است که متخصصان سلامت روان با آن مواجه هستند. پژوهش‌ها و برآوردها بیانگر خطر روزافزون شدت افسردگی در میان افراد جامعه است. شیوع افسردگی در طول عمر 8/20 و در طول یک سال 5/9 تخمین زده شده است [1]. یکی از تحولات مهم در چند دهه اخیر، در رویکردهای روان‌شناختی نسبت به اختلالات هیجانی به‌خصوص افسردگی، موفقیت‌های قابل توجه و مهم رویکردهای شناختی نسبت به سبب‌شناسی و درمان افسردگی است [1].
رویکردهای شناختی عموماً بر این نظر مبتنی هستند که طیفی از فرایندهای شناختی بهنجار و نابهنجار در رویارویی با موقعیت و وضعیت مشخص وجود دارد [2]. از این رو بنیادی‌ترین تصور رویکردهای شناختی این است که شناخت‌ها، روابط بین رویدادهایی است که افراد تجربه می‌کنند و هیجاناتی که افراد احساس می‌کنند، میانجی‌گری می‌کند. رویکردهای شناختی در تبیین سبب‌شناسی اختلالات هیجانی، دو طبقه از عوامل علّی مجاور (نزدیک) و انتهایی (دوربرد) را در طیف زمانی (زنجیره علّی تقریبی) مطرح می‌کنند. علل مجاور به عامل خطر اشاره دارد که به لحاظ زمانی بلافاصله قبل از اختلال رخ می‌دهد. علل انتهایی به عامل خطر اشاره دارد که به لحاظ زمانی قبل از عامل خطر مجاور رخ می‌دهد و می‌تواند آن را تحت تأثیر قرار دهد [3]. 
در مدل‌های شناختی عموماً مجموعه‌ای از شبکه‌های زنجیره‌ای علّی در ایجاد وگسترش آسیب‌پذیری‌های شناختی و متعاقباً علائم افسردگی نقش دارند.
در پژوهش حاضر نگرش‌های ناکارآمد (نگرش‌های زمینه‌ساز افسردگی) به عنوان متغیر پیش‌بین و انتهایی بر مبنای نظریه شناختی بک [4] ساخته شده است. مطابق مدل شناختی بک نگرش‌های ناکارآمد معیارهای انعطاف‌ناپذیر و کمال‌گرایانه‌ای هستند که فرد از آن برای قضاوت درباره خود و دیگران استفاده می‌کند. این نگرش‌ها در برابر تغییر انعطاف‌ناپذیر و افراطی و مقاوم هستند، بنابراین ناکارآمدند. نگرش‌های ناکارآمد درخصوص موفقیت (اگر من در امتحان ریاضی مردود شوم، فرد شکست‌خورده‌ای هستم) یا عوامل درون‌فردی، (من دوست داشتنی نیستم، مگر اینکه زیبا باشم) یا عوامل بین‌فردی (من اگر دوستی نداشته باشم، آدم بی‌اهمیتی هستم) مطرح‌ می‌شوند.
پژوهش‌ها نشان می‌دهند افرادی که سبک نگرش‌های ناکارآمدی به کار می‌گیرند، در خطر علائم افسردگی قرار می‌گیرند. هالورسن، وانگ، ایسمن و واترلو [5] در مطالعه‌ای طولی دریافتند نگرش‌های ناکارآمد در طرح‌واره‌های ناسازگار اولیه، دوره‌های افسردگی و شدت علائم را در نه سال بعد پیش‌بینی می‌کنند. توماس و الترب همبستگی مثبت و معناداری بین دو متغیر آسیب‌پذیری شناختی یعنی نگرش‌های ناکارآمد و سبک پاسخ نشخواری با افسردگی نشان دادند [6]. کرکیلی و کلپی و سیگیلس در راستای حمایت از مدل شناختی بک بیان می‌کنند نگرش‌های علائم و ناکارآمدی، علائم افسردگی را پیش‌بینی می‌کند [7].
پاسخ نشخوار به عنوان متغیر مجاور و میانجیگر از نظریه سبک پاسخ گرفته شده است[9 ،8]. طبق این نظریه پاسخ‌های نشخواری می‌توانند به عنوان افکار تکرارشونده و رفتارهایی تعریف ‌شوند که توجه فرد افسرده را بر علائم افسردگی و دلایل و پیامد‌های آن متمرکز می‌کند. برای نمونه می‌توان به تمرکز بر احساس افسردگی (احساس می‌کنم دوست ندارم کاری انجام دهم) و تمرکز برای یافتن دلیل افسردگی (چه اشتباهی از من سر زده که چنین احساسی دارم) و نگرانی درباره پیامدهای علائم افسردگی (وقتی چنین احساسی دارم نمی‌توانم کارهایم را انجام دهم) اشاره کرد [10]. ویرسما و همکاران دریافتند بیماران افسرده مزمن به شکل معناداری به سبک پاسخ نشخوار گرایش دارند [11]. هیلت و مکلاگلین و نولن هوکسما نشان دادند افزایش نمره‌های سبک نشخوار با علائم افسردگی همبسته است [12]. در ایران باقری‌نژاد و صالحی فدردی و طباطبایی [13] به بررسی رابطه نشخوار فکری و افسردگی و اضطراب در نمونه‌ای از دانشجویان ایرانی پرداختند. نتایج نشان داد نشخوار فکری پس از کنترل اثر سن و جنس و میزان اضطراب به‌طور معناداری افسردگی را پیش‌بینی می‌کند.
با وجود تفاوت‌های فرهنگی و اجتماعی، یافته‌های پیشین درباره رابطه نشخوار فکری و افسردگی در نمونه ایرانی نیز تأیید شد. با وجود اینکه در سطح نظری و تجربی ارتباط نگرش‌های ناکارآمد و سبک پاسخ نشخوار با افسردگی بررسی شد، اما تاکنون در ایران پژوهشی که رابطه سلسله‌مراتبی نگرش‌های ناکارآمد و سبک پاسخ نشخوار و علائم افسردگی را بررسی کرده باشد، یافت نشد. پژوهش حاضر در قالب مدل علّی، برگرفته از مدل تبادل استرس آسیب‌پذیری شناختی هانکین و آبرامسون [14] مطرح شد. 
در این مدل سبک پاسخ نشخوار، فهم نقش آسیب‌پذیری‌های شناختی را در ایجاد علائم افسردگی تسهیل می‌بخشد. در این مدل نگرش‌های ناکارآمد به عنوان متغیر برون‌زاد و سبک پاسخ نشخوار به عنوان متغیر واسطه‌ای و علائم افسردگی به عنوان متغیر درون‌زاد هستند. هدف اصلی این پژوهش بررسی این سؤال بود که آیا نگرش‌های ناکارآمد به واسطه سبک پاسخ نشخوار، علائم افسردگی را به‌طور معناداری پیش‌بینی می‌کنند. فرضیه پژوهش به این صورت ارائه شد: نگرش‌های ناکارآمد به واسطه سبک پاسخ نشخوار پیش‌بینی‌کننده معنادار علائم افسردگی هستند.
روش
 پژوهش حاضر از نوع توصیفی‌همبستگی با مدل معادله‌های ساختاری است. برای بررسی فرضیه‌های پژوهش از رگرسیون چندگانه هم‌زمان مطابق با مراحل بارون و کنی (1986) استفاده شد. از شاخص‌های مطلق و ایجازی و تطبیقی، برای بررسی برازش مدل پیشنهادی و تعیین معناداری تأثیر غیرمستقیم متغیر میانجی از روش نمونه‌گیری‌های مکرر (خودراه‌انداز) و نرم‌افزار  Amos نسخه 16 استفاده شد. در این مدل نگرش‌های ناکارآمد به عنوان متغیر برون‌زاد در قالب متغیر مکنون (پیش‌بین) و علائم افسردگی به عنوان متغیر درون‌زاد (ملاک) و سبک پاسخ نشخوار به عنوان متغیر واسطه‌ای بررسی شدند.
جامعه آماری این پژوهش شامل تمام دانشجویان دانشگاه شیراز در مقطع کارشناسی و در سال تحصیلی 1391-1390 بود. شیوه نمونه‌گیری به این ترتیب بود که از میان چهار دانشکده علوم پایه، مهندسی، ادبیات و علوم انسانی 200 نفر (99 پسر و 101 دختر) به صورت داوطلب در دسترس در این پژوهش شرکت کردند و با جلب اعتماد شرکت‌کنندگان نسبت به اینکه مشخصات آنان محرمانه خواهد ماند، به صورت انفرادی به سؤالات پژوهش پاسخ دادند. شرایط لازم برای شرکت در پژوهش عبارت بودند از: رضایت داوطلب برای شرکت در پژوهش، نداشتن بیماری روان‌پزشکی غیر از افسردگی و نداشتن بیماری پزشکی که مستلزم مصرف دارو در زمان انجام پژوهش باشد و داشتن تمایل و زمان لازم برای پاسخگویی به سؤالات پژوهش.
 پس از مراجعه حضوری به دانشجویان و بیان اهداف پژوهش، از آن‌ها درباره سابقه اختلالات روانی مثل بستری‌شدن و مصرف دارو و تشخیص هر یک از اختلالات روانی از سوی مراکز و متخصصان روان‌پزشکی و ‌روان‌شناسی پرسیده و غربالگری لازم انجام شد. با توجه به پیشنهاد کلین (1998) که بیان می‌کند به ازای هر پارامتر محاسبه‌شده به ده آزمودنی نیاز است، حجم نمونه در مدل‌های ساختاری با توجه به 20 پارامتر محاسبه‌شده، 200 نفر در نظر گرفته شد.
ابزار پژوهش
پرسش‌نامه افسردگی بک، ویرایش دوم
این مقیاس شکل بازنگری‌شده پرسش‌نامه افسردگی بک است که برای سنجش شدت علائم افسردگی تدوین شده است. این پرسش‌نامه از 21 ماده تشکیل شده است که از پاسخ‌دهندگان خواسته می‌شود شدت نشانه‌ها را روی یک مقیاس از صفر تا سه درجه‌بندی کنند. حداکثر نمره در این پرسش‌نامه 63 و حداقل آن صفر است [15]. مطالعات انجام‌شده درباره اعتبار ویرایش دوم پرسش‌نامه افسردگی بک در کشورهای مختلف نشان می‌دهد این پرسش‌نامه اعتبار قابل قبولی دارد. کاپسی و همکاران [16] در نمونه غیربالینی و بالینی، ضرایب همسانی درونی یک را به ترتیب 90/0 و 89/0 و ضریب بازآزمایی 2 را در نمونه غیربالینی 94/0 محاسبه کردند.
قاسم‌زاده و همکاران [17] ضریب پایایی کل پرسش‌نامه را 87/0و ضریب بازآزمایی را 74 گزارش کردند. کارمودی [18] ضریب آلفای کرونباخ را در یک نمونه دانشجویی 91/0 به دست آورد. رجبی و کسمایی [19] ضریب آلفای کرونباخ را برای کل پرسش‌نامه 86/0 گزارش کردند. در پژوهش حاضر برای تعیین پایایی پرسش‌نامه از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب پایایی در حد مطلوب 75/0 به دست آمد. برای بررسی روایی ضریب همبستگی هر سؤال، نمره کل پرسش‌نامه محاسبه شد. نتایج نشان تمام سؤالات با نمره کل پرسش‌نامه همبستگی معناداری دارند (001/0P<). ضرایب همبستگی بین 50/0 تا 71/0 متغیر بود.
مقیاس نگرش‌های ناکارآمد
این نسخه 20 سؤالی از مقیاس نگرش‌های ناکارآمد بر مبنای مقیاس نگرش‌های ناکارآمد 40 سؤالی بک، بروان، استیر و ویسمن و در سه خرده‌مقیاس موفقیت و وابستگی و خودکنترلی تهیه شده است [20]. سؤال‌های این مقیاس بر اساس طیف هفت گزینه‌ای لیکرت (کاملاً موافق: نمره 1، تا کاملاً مخالف: نمره 7) نمره‌گذاری می‌شود. در این مقیاس کمترین نمره 20 و بیشترین نمره 140 است. برای تعیین پایایی مقیاس در نمونه هنجاریابی شده ایرانی از آلفای کرونباخ استفاده شد که آلفای محاسبه‌شده برای این مقیاس 89/0 بود که ضریب پایایی خوب این مقیاس را بیان می‌کند. اعتبار این ابزار با پرسش‌نامه بک و پرسش‌نامه افکار اتوماتیک سنجیده شد که همبستگی خوبی داشت. پایایی آن نیز به روش آزمون مجدد بسیارخوب گزارش شد.
در پژوهش حاضر، برای تعیین پایایی پرسش‌نامه از روش ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد و ضریب پایایی 80/0 به دست آمد. برای بررسی روایی نیز ضریب همبستگی هر سؤال با نمره کل پرسش‌نامه محاسبه شد. نتایج نشان داد تمام سؤال‌ها با نمره کل پرسش‌نامه همبستگی معناداری دارند (001/0P<). ضرایب همبستگی بین 39/0 تا 65/0 متغیر بود. نمره زیرمقیاس‌ها با نمره کل آزمون برای زیرمقیاس‌های موفقیت و وابستگی و خودکنترلی، 53/0 و 60/0 و 57/0 حاصل شد. درمجموع پایایی و روایی این مقیاس در حد متوسط ارزیابی شد.
پرسش‌نامه پاسخ نشخوار
نولن هوکسما و مارو پرسش‌نامه‌ای خودآزما تدوین کردند که چهار مدل متفاوت از واکنش به خُلق منفی را ارزیابی می‌کند [21]. پرسش‌نامه سبک‌های پاسخ (RSQ) از دو مقیاس پاسخ‌های نشخواری (RRS) و مقیاس پاسخ‌های منحرف‌کننده حواس(DRS) تشکیل شده است. سبک پاسخ نشخوار 22 سؤال دارد که از پاسخ‌دهندگان خواسته می‌شود هر سؤال را در مقیاسی از نمره یک (هرگز) تا چهار (اغلب اوقات) درجه‌بندی کنند [22]. در این مقیاس کمترین نمره 22 و بیشترین 88 است. مقیاس پاسخ‌های نشخواری بر پایه شواهد تجربی، پایایی درونی بالایی دارد. ضریب آلفای کرونباخ در دامنه‌ای از 88/0 تا 92/0 قرار دارد.
پژوهش‌های مختلف نشان می دهد همبستگی بازآزمایی برای پاسخ‌های نشخواری 67/0 است [23]. باقری نژاد و همکاران برای نخستین بار این مقیاس را از زبان انگلیسی به فارسی ترجمه کردند [13]. آن‌ها پایایی این آزمون را به روش آلفای کرونباخ 88/0 محاسبه کردند. در پژوهش حاضر برای بررسی روایی، همبستگی هر سؤال با نمره کل پرسش‌نامه محاسبه شد. نتایج حاکی از آن است که تمام سؤال‌ها با نمره کل پرسش‌نامه همبستگی معناداری دارند (001/0P<). ضرایب همبستگی بین 30/0 تا 72/0 متغیر بود.
یافته‌ها
در پژوهش حاضر نگرش‌های ناکارآمد به عنوان متغیرهای برون‌زاد و سبک پاسخ نشخوار به عنوان متغیر واسطه‌ای و علائم افسردگی به عنوان متغیر درون‌زاد هستند. براین اساس یافته‌های پژوهش در سه بخش ارائه می‌شوند. بخش اول شامل اطلاعات توصیفی مربوط به متغیرهای بررسی‌شده در پژوهش است، بخش دوم یافته‌های حاصل از تحلیل مسیر را شامل می‌شود و بخش سوم شامل مدل‌یابی معادله‌های ساختاری و برازش مدل مذکور می‌شود.
در جدول شماره 1 شاخص‌های توصیفی مربوط به سن شرکت‌کنندگان ازجمله میانگین (66/21)، انحراف‌معیار (2/11)، بالاترین نمره (27) و کمترین نمره (18) آورده شده است.
در جدول شماره 2 شاخص‌های توصیفی مربوط به میزان علائم افسردگی در بین شرکت‌کنندگان آورده شده است. بیشترین میزان علائم بهنجار با فراوانی 71 و 35/67درصد و کمترین میزان علائم شدید با فراوانی 4 و 2/01درصد است.
شاخص‌های توصیفی ازجمله میانگین، انحراف‌معیار، حداقل و حداکثر نمره افراد در متغیر‌های پژوهش در جدول شماره 3 آورده شده است. 
جدول شماره 4 بیانگر  همبستگی سبک پاسخ نشخوار و نگرش‌های ناکارآمد با ضریب 0/45، همبستگی سبک پاسخ نشخوار و علائم افسردگی با ضریب 0/57 و همبستگی نگرش‌های ناکارآمد و علائم افسردگی با ضریب 0/38 است که همگی در سطح کمتر از 0/01 معنادار هستند (10/0>P). همان‌گونه که یافته‌های جدول شماره 4 نشان می‌دهد تمام ضرایب معنادار هستند، به همین دلیل امکان بررسی مدل فراهم شد.
تحلیل مسیر
برای بررسی فرضیه‌های پژوهش با توجه به اینکه قدرت پیش‌بینی‌کنندگی متغیر‌های سبک پاسخ نشخوار و نگرش‌های ناکارآمد نیز مدنظر بود، از رگرسیون چندگانه هم‌زمان مطابق با مراحل بارون و کنی (1986) استفاده شد. این مراحل عبارتند از: 1. رگرسیون هم‌زمان نگرش ناکارآمد بر علائم افسردگی (جدول شماره 5، مرحله 1)، 2. رگرسیون هم‌زمان نگرش‌های ناکارآمد بر سبک پاسخ نشخوار (جدول شماره 5، مرحله 2)، 3. رگرسیون هم‌زمان سبک نشخوار بر افسردگی (جدول شماره 5، مرحله 3)، 4. رگرسیون هم‌زمان سبک پاسخ نشخوار و نگرش‌های ناکارآمد بر افسردگی (جدول شماره 5، مرحله 4)، 5. مقایسه مرحله یک و چهار، چنانچه ضرایب رگرسیون نگرش‌های ناکارآمد از مرحله یک به سه کاهش یابد نشان‌دهنده نقش واسطه‌ای سبک پاسخ نشخوار بین نگرش‌های ناکارآمد با علائم افسردگی است.
جدول شماره 5 مقادیر R و R2 را نشان می‌دهد. مقدار R همبستگی ساده بین دو متغیر و به عبارتی شدت همبستگی بین دو متغیر را نشان می دهد. این مقادیر برای نگرش‌های ناکارآمد و افسردگی 38/0، برای نگرش‌های ناکارآمد و سبک پاسخ نشخوار 45/0، برای سبک پاسخ نشخوار و علائم افسردی 57/0 و برای نگرش‌های ناکارآمد سبک پاسخ نشخوار و علائم ‌افسردگی 59/0 است. مقدار R2 نشان می‌دهد که چه مقدار از متغیر وابسته می‌تواند توسط متغیر مستقل تبیین شود. بر اساس یافته‌های این جدول نگرش‌های ناکارآمد 14/0 از واریانس علائم افسردگی و 20/0 از واریانس سبک پاسخ نشخوار را تبیین می‌کند، همچنین سبک پاسخ نشخوار 33/0 از واریانس علائم افسردگی را تبیین می‌کند.
در مرحله چهار نگرش‌های ناکارآمد و سبک پاسخ نشخوار 35/0 از واریانس علائم افسردگی را تبیین می‌کنند. ضریب استانداردشده (Beta) نشان‌دهنده نقش مؤثر متغیر مستقل در پیش‌بینی معادله رگرسیون است. در تحلیل داده‌های رگرسیون ضرایب بتا حاکی از آن بود که در روابط مستقیم نگرش‌های ناکارآمد پیش‌بینی‌کننده معنادار و مثبت علائم افسردگی است (38/0=β، 01/0>P)، همچنین نگرش‌های ناکارآمد پیش‌بینی‌کننده معنادار و مثبت سبک پاسخ نشخوار است (45/0=β، 01/0>P). سبک پاسخ نشخوار پیش‌بینی‌کننده معنادار و مثبت علائم افسردگی است (57/0=β، 01/0>P). متغیر نگرش‌های ناکارآمد هم‌زمان با سبک پاسخ نشخوار با کاهش ضریب بتا در مقایسه با مرحله اول توانسته است پیش‌بینی‌کننده معنادار علائم افسردگی باشد (14/0=β، 05/0>P).
یافته‌های جدول شماره 5 بیانگر سبک پاسخ نشخوار نقش واسطه‌ای نسبی در رابطه بین نگرش‌های ناکارآمد و علائم افسردگی است. پژوهش حاضر به دنبال پاسخ به این سؤال بوده است که مدل معادله‌های ساختاری این متغیرها چگونه است. آزمون تحلیل عاملی برای تعیین روابط هر متغیر با شاخص‌های آن انجام شد و مدل معادله‌های ساختاری نیز روابط علّی متغیر‌های پژوهش را تعیین کرد که نتایج آن در جدول شماره 6 آمده است. 
بر اساس جدول شماره 6 روابط پنهان بین متغیر نگرش‌های ناکارآمد با شاخص‌های آن معنادار بوده است. بیشترین اثر را موفقیت (87/0) و کمترین اثر را وابستگی (61/0) داشته است. روابط بین سبک پاسخ نشخوار و عوامل آن نیز معنادار بوده است و بیشترین اثر را سبک پاسخ علائم متمرکز بر خُلق منفی (90/0) و کمترین اثر را سبک پاسخ متمرکز بر علل و پیامدهای خُلق منفی (74/0) داشته‌اند. روابط پنهان بین علائم افسردگی نیز با شاخص‌های آن معنادار بوده است. بیشترین اثر را رفتاری (89/0) و کمترین اثر را جسمانی (81/0) داشته است.
متغیرهای پژوهش بر علائم افسردگی تأثیر مستقیم داشته‌اند و بیشترین تأثیر بر علائم افسردگی مربوط به سبک پاسخ نشخوار (56/0) است (جدول شماره 7). به این ترتیب می‌توان مدل ساختاری روابط پنهان و آشکار متغیرها را با یکدیگر و با شاخص‌های آن‌ها مطابق با تصویر شماره 1 ترسیم کرد. بر اساس این تصویر نگرش‌های ناکارآمد از طریق سبک پاسخ نشخوار تأثیر غیرمستقیم (28/0) بر علائم افسردگی داشته است. اثر کلی بر علائم افسردگی 44/0 برآورد شد. برای تعیین معناداری اثر غیرمستقیم متغیر واسطه‌ای از روش نمونه‌گیری‌های مکرر خودراه‌انداز با فاصله اطمینان 95درصدی از توزیع نمونه‌گیری استفاده شد. نتایج آزمون خودراه انداز نشان داد سهم واسطه‌گری متغیرها برای نگرش‌های ناکارآمد برابر 28/0 (در دامنه 95درصد 20/0 تا 39/0) و معنادار بود (01/0>P).
پس از برآورد متغیرها برازش مدل بررسی شد. درباره اینکه کدام شاخص‌های برازش گزارش شوند، یکی از پرطرفدارترین توصیه‌ها، توصیه جاکارد و وان (1996) است که پیشنهاد می‌کنند حداقل سه آزمون برازش گزارش شود. در این پژوهش از سه آزمون برازش مطلق و نسبی و ایجازی استفاده شد تا ملاک‌های مختلف منعکس شود. برای بررسی برازش مدل پیشنهادی از مجموع آماره‌های برازش، شاخص‌های مطلق (مجذور خی RMSEA و GFI) و ایجازی (AGFI) و تطبیقی (CFI و IFI و NFI) اندازه‌گیری شد. اگر آزمون مجذور خی از لحاظ آماری معنادار نباشد، بر برازندگی مدل دلالت دارد. آزمون مجذور خی توان بالایی دارد و هر چه حجم نمونه افزایش یابد، توان آزمون افزایش پیدا می‌کند، حتی اگر مدل با داده‌ها برازش قابل قبولی داشته باشد باید به شاخص‌های دیگر برازش نیز توجه کرد.
شاخص جذر میانگین مجذورهای خطای تقریب (RMSEA) به عنوان یکی از ملاک‌های مدل‌سازی ساختار کوواریانس شناخته شده است و مهم‌ترین شاخصی است که مبنای پذیرش یا رد یک مدل مفروض قرار می‌گیرد. مدل‌های RMSEA از 01/0 تا 05/0 برازندگی عالی، 06/0 تا 08/0 برازندگی خوب، 08/0 تا 10/0 قابل قبول و بزرگ‌تر از 10/0 غیرقابل قبول است. شاخص نیکویی برازش (GFI) نسبت واریانس موجود در کواریانس همبستگی نمونه است، این شاخص باید بزرگ‌تر یا مساوی 90/0 باشد تا بتواند قابل‌قبول‌بودن مدل را نشان دهد (جدول شماره 8).
بایرن (1998) در شاخص برازش مقایسه‌ای (CFI) پیشنهاد می‌کند این شاخص باید آماره برازش برگزیده‌ای برای پژوهش مدل‌سازی معادله‌های ساختاری باشد و مقادیر بزرگ‌تر از 90/0 بیانگر برازش خوب است. مقادیر قابل قبول شاخص نیکویی برازش انطباقی (AGFI) و شاخص برازندگی فزاینده (IFI) برابر یا بزرگ‌تر از 90/0 است. بنابراین از مجموع شاخص‌های برازش مطلق 06/0=RMSEA و ایجازی 91/0=AGFI و تطبیقی 97/0=CFI، می‌توان دریافت که مدل طراحی‌شده با داده‌های نمونه برازش مناسب و ارتباط نزدیکی با فرض‌های نظری دارد.
بحث
 هدف از پژوهش حاضر بررسی شدت علائم افسردگی در قالب نظریه آسیب‌پذیری‌های شناختی بود. در این پژوهش مسیرها به صورت مرحله‌ای بحث و تفسیر شد. همان گونه که یافته‌های حاصل از جدول شماره 5 نشان می‌دهد نگرش‌های ناکارآمد، علائم افسردگی را به‌طور مثبتی پیش‌بینی می‌کنند. شواهد پژوهشی متعدد تأییدکننده یافته مذکور است، از جمله یافته‌های ابلا و هانکین [24]، ابلا و اسکیتچ [25]. این پژوهشگران دریافتند سطوح بالاتر نگرش‌های ناکارآمد با سطوح بالاتر علائم افسردگی هم‌بسته است.
دی‌الساندرو و بارتون [26] در آزمون نظریه استرس آسیب‌پذیری‌شناختی بک، نگرش ناکارآمد را به عنوان عامل خطر در بروز علائم افسردگی بعدی معرفی می‌کنند. مواقعی که افراد با نگرش‌های ناکارآمدی با رویدادهای منفی زندگی مواجهه می‌شوند، مستعد ایجاد تفاسیر سوگیری‌شده به شکل منفی از خودشان و جهان و آینده هستند که منجر به بروز علائم افسردگی در افراد می شود [27].
ارتباط نگرش‌های ناکارآمد و شدت علائم افسردگی را در شرکت‌کنندگان می‌توان در قالب چهار فکر اصلی بیان کرد که عبارتند از: 1. من باید تأیید کسانی را که برایم مهم هستند، جلب کنم؛ 2. من باید همواره تلاش کنم و فرد مؤثری باشم؛ 3. من باید آنقدر دقیق عمل کنم که به هیچ‌وجه به خود و دیگران آسیبی نرسانم؛ 4. من باید در کارهای مهم عملکرد خوبی داشته باشم. در بررسی این نگرش‌ها نوعی بایدهای مطلق‌گرایانه و کمال‌گرایانه و نیاز به تأیید و موثربودن مشخص است که بر اساس نظریه عقلانی‌هیجانی، ریشه اصلی مشکلات هیجانی است. از دیگر یافته‌های حاصل در جدول شماره 5، رابطه معنادار و مثبت سبک پاسخ نشخوار بر شدت علائم افسردگی است.
این یافته با پژوهش‌های جورمن [28]، مولدز، کنریس، استار و وونگ [29] و نولن هوکسما و همکاران [30] همسو است. درتبیین این یافته می‌توان بیان کرد خُلق پایین به عنوان یکی از علائم افسردگی افکار منفی را فرامی‌خواند، این افکار منفی بدون هدف در ذهن می‌چرخند و به دنبال آن افراد انگیزه عمل و توانایی حل مسئله را از دست می‌دهند و به صورت منفعلانه به نشخوار فکری می‌پردازند، درنتیجه منجر به ایجاد و تشدید علائم افسردگی می‌شود. افراد با سبک پاسخ نشخوار فکری به دلیل گرایش به انزوا، مرور احساسات ناشی از مشکل، انتقاد از خود و نگرانی درباره حل‌نشدن مشکل، علائم افسردگی بیشتری را از خود نشان می‌دهند.
مولدز و همکاران [29] نشان داده‌اند پاسخ‌های نشخواری با قدرت انطباق ضعیف‌تر و خصومت و استرس بیشتر نیز رابطه دارند که بروز هر کدام از این‌ها می‌تواند نقش موثری در پیدایش علائم افسردگی داشته باشد. از دیگر یافته‌های عمده پژوهش حاضر، تأیید نقش میانجیگری سبک پاسخ نشخوار در رابطه با نگرش‌های ناکارآمد و افسردگی است. مدل‌های شناختی عموماً فرض می‌کنند در ایجاد و گسترش آسیب‌پذیری‌های شناختی مجموعه‌ای از شبکه‌های زنجیره‌ای علّی وجود دارد [2] که عموماً در مدل‌های استرس آسیب‌پذیری سبک پاسخ نشخوار و نگرش‌های ناکارآمد به عنوان پیش‌آیندهای آسیب‌پذیری شناختی در شبکه زنجیره علّی علائم افسردگی مطرح هستند. 
با نگاهی به مؤلفه‌های کمال‌گرایانه و نامنعطف، نگرش‌های ناکارآمد قابل درک هستند، مثلاً نگرش ناکارآمد می‌تواند برای دستیابی به موفقیت (اگر من در امتحان ریاضی شکست بخورم، فرد شکست‌خورده‌ای هستم) یا عوامل بین‌فردی (اگر من دوستان زیادی نداشته باشم، فرد بی‌ارزشی هستم) یا عوامل درون‌فردی (اگر من تناسب اندام خوبی نداشته باشم، ناشایست هستم) باشد.
در اینجا فرد در رویارویی با رویدادهای منفی و رایج زندگی، به جای تعدیل‌کردن افکار غیرمنطقی خود و فراگیری راهبرد مسئله‌مدار، سعی می‌کند به پیامدهای باورها و نگرش‌های ناکارامد خود متمرکز شود. در این صورت یا بر خود متمرکز می‌شود (فکر می‌کند که چرا مشکلاتی دارد که دیگران ندارند، یا چرا نمی‌تواند بهتر به اداره‌کردن امور بپردازد)، یا بر علائم منفی خُلق خود متمرکز می‌شود (فکر می‌کند تمرکزکردن دشوار است و احساس دردمندی و حذف ناتوانی می‌کند) و یا بر علل و پیامدهای احتمالی خُلق منفی متمرکز می‌شود (فکر می‌کند اگر در همین حالت باقی بماند، نمی‌تواند وظایفش را انجام دهد).
حذف این‌ها موجب انزوای بیشتر فرد، انتقاد از خود، مرور احساسات ناشی از مشکل، نگرانی درباره حل‌نشدن مشکل، کاهش قدرت سازگاری، تجربه استرس بیشتر و ازدست‌دادن انگیزه عمل و توانایی حل مسئله می‌شود. هر کدام از این نکات از مصادیق و مؤلفه‌های حائز اهمیت در سبک پاسخ نشخوار است [30]. در مجموع می‌توان گفت افراد با نگرش‌های ناکارآمد در رویارویی با رویدادهای کم و بیش معمول زندگی استرس و علائم افسردگی بیشتری تجربه می‌کنند که این به نوبه خود موجب ظهور و بروز خُلق منفی در فرد می‌شود. خُلق منفی در فرد به جای فراگیری دیگر راهبردهای سبک پاسخ تفکر از قبیل حل مسئله یا حواس‌پرتی به سبک تفکر نشخوارگری پاسخ می‌دهد. فرد در پاسخ به خُلق منفی، بر خود یا علائم و علل و پیامدهای خُلق منفی تمرکز می‌کند.
نتایج شاخص‌های برازش مطلق 06/0=RMSEA و ایجازی 91/0=AGFI و تطبیقی 97/0=CFI نشان داد مدل طراحی‌شده با داده‌های نمونه برازش مناسب و ارتباط نزدیکی با فرض‌های نظری در مدل‌های آسیب‌پذیری شناختی نسبت به علائم افسردگی دارد. مدل‌های آسیب‌پذیری شناختی دو طبقه از عوامل علّی مجاور (نزدیک) و انتهایی (دوربرد) را در طیف زمانی کوتاه‌مدت و بلند‌مدت (زنجیره علّی تقریبی) مطرح می‌کنند. علل مجاور به یک عامل خطر نسبی اشاره دارد که به لحاظ زمانی بلافاصله قبل از یک اختلال رخ می‌دهد. علل انتهایی به یک عامل خطر نسبی اشاره دارد که به لحاظ زمانی قبل از عامل خطر مجاور رخ می‌دهد و می‌تواند آن را تحت رابطه قرار دهد. تمایز این دو نسبی است و در ماهیت یک عامل خطر می‌تواند هم مجاور و هم انتهایی باشد [3].
درخصوص محدودیت‌های پژوهش حاضر می‌توان به موارد زیر اشاره کرد: در این پژوهش از روش نمونه‌گیری در دسترس استفاده شده است و باید در تعمیم نتایج احتیاط کرد. بهتر است نتایج تنها به جامعه‌ای که نمونه از آن انتخاب شده است، تمیم داده شود. پیشنهاد می‌شود این پژوهش در گروه‌های دیگر و به روش‌های نمونه‌گیری تصادفی انجام شود. پژوهش حاضر در قالب طرح همبستگی صورت گرفته است و در استنباط روابط علّی باید احتیاط کرد. در این پژوهش بیش از 70درصد از آزمودنی‌ها بر پایه تنها مقیاس موجود، یا افسرده نبودند و یا افسردگی در حد خفیف داشتند، بنابراین نتیجه‌گیری باید با احتیاط صورت گیرد. پیشنهاد می‌شود در پژوهش‌های آتی در راستای شبکه زنجیره علّی که در آسیب‌شناسی شناختی افسردگی مطرح است، متغیرها و مکانیزم‌های میانجیگر سبک پاسخ نشخوار در بروز و شدت علائم افسردگی شناسایی شود.
نتیجه‌گیری
نتایج این مطالعه بیانگر نقش واسطه‌ای سبک پاسخ نشخوار در رابطه بین نگرش‌های ناکارآمد  و نشانه‌های افسردگی است. این یافته می‌تواند تبیین و سبب‌شناسی نشانه‌های افسردگی را با توجه به متغیرهای آسیب‌پذیری شناختی  تسهیل کند.
سپاسگزاری
از تمامی شرکت‌کنندگان در پژوهش قدردانی می‌شود. این مقاله برگرفته از پایان‌نامه مقطع کارشناسی ارشد نویسنده اول است. بنا به اظهار نویسنده مسئول مقاله، حمایت مالی از پژوهش و تعارض منافع وجود نداشته است.

 
References
  1. Barlow DA. Clinical handbook of psychological disorders: A step-by-step treatment manual. New York: Guilford Publications Inc.; 2006.
  2. Riskind JH, Alloy LB. The cognitive vulnerability to depression (CVD) Project: Current findings and future directions. In Alloy LB, Rishkind JH, editors. Cognitive Vulnerability to Emotional Disorders. New Jersey: Paulist Press; 2006.
  3. Ingram RE, Atchley RA, Segal ZV. Vulnerability to depression: From cognitive neuroscience to prevention and treatment. New York: Guilford Publications Inc.; 2011.
  4. Kooshki S, Jamali M, Salehi M, Akbari H. [The effectiveness of stress reduction strategies based on mindfulness and dysfunction attitudes in a group of patients with heart disease (Persian)]. Psychol Studies. 2012; 15(4):93-112.
  5. Halvorsen M, Wang CE, Eisemann M, Waterloo K. Dysfunctional attitudes and early maladaptive schemas as predictors of depression: A 9-year follow-up study. Cognitive Therapy & Research. 2009; 34(4):368–79. doi: 10.1007/s10608-009-9259-5 
  6. Thomas J, Altareb B. Cognitive vulnerability to depression: An exploration of dysfunctional attitudes and ruminative response styles in the United Arab Emirates. Psychology & Psychotherapy: Theory, Research & Practice. 2011; 85(1):117–21. doi: 10.1111/j.2044-8341.2011.02015.x
  7. Kërqeli A, Kelpi M, Tsigilis N. Dysfunctional attitudes and their effect on depression. Procedia - Social & Behavioral Sciences. 2013; 84:196–204. doi: 10.1016/j.sbspro.2013.06.534
  8. Nolen-Hoeksema S. Sex differences in unipolar depression: Evidence and theory. Psychological Bulletin. 1987; 101(2):259–82. doi: 10.1037/0033-2909.101.2.259
  9. Nolen-Hoeksema S. Responses to depression and their effects on the duration of depressive episodes. Journal of Abnormal Psychology. 1991; 100(4):569–82. doi: 10.1037/0021-843x.100.4.569
  10. Nolen-Hoeksema S, Morrow J, Fredrickson BL. Response styles and the duration of episodes of depressed mood. Journal of Abnormal Psychology. 1993;102(1):20–28. doi: 10.1037/0021-843x.102.1.20
  11. Wiersma JE, van Oppen P, van Schaik DJF, van der Does AJW, Beekman ATF, Penninx BWJH. Psychological Characteristics of Chronic Depression. Journal of Clinical Psychiatry. 2011; 72(3):288–94. doi: 10.4088/jcp.09m05735blu
  12. Hilt LM, McLaughlin KA, Nolen-Hoeksema S. Examination of the response styles theory in a community sample of young adolescents. Journal of Abnormal Child Psychology. 2010; 38(4):545–56. doi: 10.1007/s10802-009-9384-3
  13. Bagherinezhad M, Salehi Fadradi J, Tabataba'i M. [The relationship between rumination and depression in a sample of Iranian students (Persian)]. Studies in Education & Psychology. 2010; 11(1):21-38.
  14. Hankin BL, Abramson LY. Development of gender differences in depression: An elaborated cognitive vulnerability-transactional stress theory. Psychological Bulletin. 2001; 127(6):773–96. doi: 10.1037/0033-2909.127.6.773
  15. Beck A. T, Steer R.A, Brown G. K. Beck Depression Inventory –2nd edition manual. San Antonio: The Psychological Corporation; 1996.
  16. Kapci EG, Uslu R, Turkcapar H, Karaoglan A. Beck Depression Inventory II: Evaluation of the psychometric properties and cut-off points in a Turkish adult population. Depression & Anxiety. 2008; 25(10):104–110. doi: 10.1002/da.20371
  17. Ghassemzadeh H, Mojtaba'i R, Karamghadiri N, Ebrahimkhani N. Psychometric properties of a Persian-language version of the Beck Depression Inventory-Second edition: BDI-II-PERSIAN. Depression & Anxiety. 2005; 21(4):185-92. doi: 10.1002/da.20070
  18. Carmody DP. Psychometric characteristics of the Beck Depression Inventory-II with college students of diverse ethnicity. International Journal of Psychiatry in Clinical Practice. 2005; 9(1):22–8. doi: 10.1080/13651500510014800
  19. Rajabi GhR, Karjoo Kasmaei S. [Psychometric properties Beck Depression Inventory-Second edition (BDI-II-Persian) (Persian)]. Educational Measurement. 2012; 10(3):139-157. 
  20. Beck AT, Brown G, Steer RA, Weissman AN. Factor analysis of the Dysfunctional Attitude Scale in a clinical population. Psychological Assessment. 1991; 3(3):478–83. doi: 10.1037/1040-3590.3.3.478
  21. Nolen-Hoeksema S, Morrow J. A prospective study of depression and posttraumatic stress symptoms after a natural disaster: The 1989 Loma Prieta earthquake. Journal of Personality & Social Psychology. 1991; 61(1):115–21. doi: 10.1037/0022-3514.61.1.115
  22. Treynor W, Gonzalez R, Nolen-Hoeksema S. Ruminative reconsidered: A psychometric analysis. Cognitive Therapy & Research. 2003; 27(3):247-259. doi: 10.1023/a:1023910315561 
  23. Luminet O. Measurement of depressive rumination and associated constructs. In Papageorgiou C, Wells A, editors. Depressive Rumination: Nature, Theory and Treatment. New York: Wiley & Sons. 2004.
  24. Abela JRZ, Hankin BL. Cognitive vulnerability to depression in children and adolescents: A developmental psychopathology perspective. In Abella JRZ, Hankin BG, editors. Handbook of Depression in Children and Adolescents. New York: Guilford Publications, Inc.; 2008
  25.  Abela JRZ, Skitch SA. Dysfunctional attitudes, self-esteem, and hassles: Cognitive vulnerability to depression in children of affectively ill parents. Behaviour Research & Therapy. 2007; 45(6):1127–40. doi: 10.1016/j.brat.2006.09.011
  26. D’Alessandro DU, Burton KD. Development and validation of the dysfunctional attitudes scale for children: Tests of Beck’s Cognitive Diathesis-Stress Theory of Depression, of its causal mediation component, and of developmental effects. Cognitive Therapy & Research. 2006; 30(3):335–53. doi: 10.1007/s10608-006-9046-5
  27. Alloy LB, Abramson LY, Gibb BE, Crossfield AG, Pieracci AM, Spasojevic J, et al. Developmental antecedents of cognitive vulnerability to depression: Review of findings from the cognitive vulnerability to depression project. Current findings and future directions. In Alloy LB, Rishkind JH, editors. Cognitive Vulnerability to Emotional Disorders. New Jersey: Paulist Press; 2006.
  28. Joormann J. Differential effects of rumination and dysphoria on the inhibition of irrelevant emotional material: Evidence from a negative priming task. Cognitive Therapy & Research. 2006; 30(2):149–60. doi: 10.1007/s10608-006-9035-8
  29. Moulds ML, Kandris E, Starr S, Wong ACM. The relationship between rumination, avoidance and depression in a non-clinical sample. Behaviour Research & Therapy. 2007; 45(2):251–61. doi: 10.1016/j.brat.2006.03.003 
  30. Dobson KS, Dozois DJA. Risk factors in depression. New York: Elsevier; 2008.
نوع مطالعه: پژوهشي اصيل | موضوع مقاله: روانپزشکی و روانشناسی
دریافت: 1395/12/22 | پذیرش: 1395/10/12 | انتشار: 1395/12/22
ارسال نظر درباره این مقاله : نام کاربری یا پست الکترونیک شما:
CAPTCHA
بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به مجله روانپزشکی و روانشناسی بالینی ایران می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2024 CC BY-NC 4.0 | Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology

Designed & Developed by : Yektaweb