مقدمه
 افسردگی اختلالی است که مشخصه‌ اصلی آن آسیب‌های روان‌شناختی است که سلامت کلی فرد را به خطر می‌اندازد. افسردگی علاوه بر نرخ ابتلای بالا، نرخ عود بالا، ناتوانی و خودکشی، هزینه‌های اقتصادی هنگفتی هم به همراه دارد. میزان شیوع افسردگی در عمر افراد 10 تا 20 درصد، نرخ سالانه‌ آن 2 تا 5 درصد و نرخ خودکشی در افسرده‌ها 15 تا 20 درصد است [1]. 
 تخمین زده می‌شود حدود 350 میلیون نفر مبتلا به این بیماری هستند که این میزان درگیری، در کنار تأثیرگذاری زیاد بر بیماری‌هایی اعم از قلبی‌عروقی، سکته، دیابت و خودایمنی، توجه بیش از پیش به این اختلال را می‌طلبد [2-5]. 
 در تبیین سبب‌شناسی افسردگی عوامل ارثی و زیستی از جمله تغییر در انتقال‌دهنده‌های عصبی چون سروتونین، اپی‌نفرین و دوپامین مطرح ‌شده است. علاوه بر این، نقش عوامل اجتماعی و روان‌شناختی نیز در قالب نظریه‌های آسیب‌شناسی روانی من‌جمله شناختی‌رفتاری، بین‌فردی و روان‌تحلیلی مطرح‌ شده است [6].
رویکردهای روابط ابژه نیز شاخه‌ای از رویکردهای روان‌تحلیلی هستند که سعی در بررسی تحول و آسیب‌شناسی شخصیت بر مبنای روابط و تجربیات اولیه کودک با مراقب دارند. این رویکردها به‌تدریج از مدل مبتنی بر سائق فروید فاصله گرفتند و بر اهمیت رابطه فرد با مراقب و نوع پاسخ‌دهی آن‌ها متمرکز شدند و این روابط را عامل اصلی شکل‌گیری ساختار شخصیت فرد مطرح می‌کنند [7].
در ادبیات روان‌تحلیلی دو نوع افسردگی با عناوین افسردگی اتکایی و درون‌فکنانه مطرح می‌شود که هر دو ناشی از نقص در روابط ابژه اولیه است. افسردگی اتکایی با احساس ناتوانی، ضعف و بدون ابژه بودن مشخص می‌شودکه طی آن، فرد ترس شدیدی از رها‌شدن و کشمکشی ناامیدانه در جهت حفظ تماس فیزیکی و عاطفی با ابژه دارد. اعتقاد بر این است که مادر توانایی رفع نیازهای عشق و محبت و دادن اطمینان و امنیت روان‌شناختی به کودک را ندارد و همین مسئله باعث احساس ناتوانی و بدون ابژه بودن می‌شود. در افسردگی درون‌فکنانه، فرد با احساساتی از قبیل گناه، بی‌ارزشی و ناتوانی در برآورده‌کردن انتظارات و معیارهای درونی مشخص می‌شود و ترس عمده‌ آن‌ها از این است که تحسین و توجه ابژه را از دست بدهند. در این نوع افسردگی، فرد در سطوح بالاتری از مراحل جدایی و تفرد مشکل دارد و کودک یک رابطه همراه با دوسوگرایی و خصومت با مراقب را تجربه کرده است [8]. هم‌راستا با تبیین نظری فوق، پیشینه‌ پژوهشی فراوانی نیز وجود دارد که مؤید وجود رابطه‌ بین تجربیات اولیه با مراقبان و ابتلا به افسردگی است [9، 10].
 از طرفی تحقیقات مختلفی که رابطه بین تجربیات اولیه و افسردگی را بررسی کردند، به نقش متغیرهای واسطه‌ای در این ‌بین اشاره‌کرده‌اند که نشانگر خطی‌نبودن صرف این ارتباط است. از عوامل واسطه‌ای شناسایی‌شده می‌توان به متغیرهایی مثل نشخوار ذهنی، دشواری در تنظیم هیجان، نگرش‌های ناکارآمد و عزت‌نفس اشاره کرد [11-13].
 یکی از متغیرهایی که به نظر می‌رسد می‌تواند علاوه بر موارد فوق، نقشی واسطه‌ای بین تجربیات اولیه با مراقبان و افسردگی ایفا کند، شفقت به خود است. شفقت به خود به ‌صورت تمایل به مراقبت، گرمی و پذیرش نسبت به خود هنگام مواجهه با نقص‌ها، بی‌کفایتی‌ها و شکست‌های شخصی تعریف می‌شود [14]. نف، سه مؤلفه د‌وقطبی برای خودشفقتی تعریف می‌کند که هریک از قطب‌ها بیانگر نگرش مشفقانه به خود در مقابل نگرش غیرمشفقانه به خود است. این سه قطب عبارت‌اند از: الف. مهربانی با خوددر مقابل قضاوت خود که اشاره به این مفهوم دارد که به‌ جای انتقاد و قضاوت از خود، نگاهی توأم با درک و مراقبت به خودمان داشته باشیم؛ ب. مشترکات انسانی در مقابل انزوا که اشاره به این داردکه نقص‌ها و شکست‌ها، بخشی از تجربه مشترک همه انسان‌هاست و مختص به فرد خاصی نیست؛ ج. ذهن‌آگاهی در مقابل بیش‌همانندسازی هم به معنای نگاه‌کردن به مشکلات با وضوح و از یک ‌چشم‌انداز متعادل است؛ به‌گونه‌ای که نه از آن غفلت شود و نه مورد نشخوار ذهنی بیش‌ازحد قرار گیرد [15]. 
 نگرش مشفقانه به خود با نشانه‌های بهداشت روانی مثبت اعم از کاهش نشانه‌های افسردگی، اضطراب‌های ناشی از ارزیابی خود، نشخوار ذهنی و کاهش عواطف منفی ارتباط دارد. پژوهش‌ها نشان داده‌اند که فقدان شفقت به خود به‌ طور معنی‌داری نشانه‌های افسردگی را پیش‌بینی می‌کند. جنبه‌های مثبت شفقت به خود، با شادی، خوش‌بینی، ابتکار شخصی، گشودگی به تجربه و بهزیستی ارتباط دارد؛ در حالی که قطب منفی و غیرمشفقانه با افسردگی و تنهایی در بیماران مرتبط است [16-18]. 
به نظر می‌رسد روابط ابژه اولیه، علاوه بر تأثیر مستقیم، از طریق نقص در شفقت به خود نیز فرد را مستعد افسردگی می‌کند؛ بدین صورت که ابژه‌های بد اولیه با بلوک‌کردن تلاش‌های فرد برای دریافت شفقت و انتقاد مداوم از کودک، زمینه مستعدی برای درونی‌کردن این انتقادها ومتعاقباً افسردگی ناشی از آن در کودک ایجاد می‌کنند [19].
 معدود پژوهش‌های انجام‌شده قبلی در این زمینه، عملاً این نقش میانجی را نادیده گرفتند و متمرکز بر رابطه مستقیم روابط با ابژه و اختلالات خلقی بودند و یا اینکه نقش روابط ابژه را نادیده گرفتند [20-22]. از این رو این پژوهش دنبال بررسی رابطه بین روابط ابژه‌ و افسردگی با واسطه‌گری نقش شفقت به خود است.
روش
 روش پژوهش حاضر توصیفی و از نوع مدل‌سازی معادلات ساختاری است. جامعه آماری موردپژوهش دانشجویان خوابگاهی دانشگاه علوم پزشکی ایران در سال تحصیلی 96-97 بود. برای تعیین حجم نمونه از فرمول شماره ۱ استفاده شد [23].
۱.
 حجم نمونه = (تعداد مسیر + تعداد بارهای عاملی+ تعداد خطاها) × 5 
تعداد نمونه حداقل 215 نفر به دست آمد، اما محقق در پژوهش خود برای افزایش توان آماری پژوهش، تعداد 255 نفر را تعیین کرد.
 روش انتخاب نمونه پژوهش خوشه‌ای دومرحله‌ای بود؛ بدین ترتیب که ابتدا از میان همه خوابگاه‌های دانشگاه علوم پزشکی ایران که در سال تحصیلی 96-97 اسکان دانشجویی داشتند، به ‌صورت تصادفی دو خوابگاه دخترانه و دو خوابگاه پسرانه انتخاب شد. در مرحله بعد با مراجعه به خوابگاه‌های انتخاب‌شده و طی هماهنگی با مسئولان مربوط، فهرستی از شماره دانشجویی همه دانشجویان ساکن در خوابگاه‌های منتخب تهیه شد. سپس به‌صورت تصادفی از بین دو خوابگاه پسرانه حدود 145 نفر و از دو خوابگاه دخترانه نیز حدود 110 آزمودنی انتخاب شدند. سپس به اتاق آزمودنی مدنظر مراجعه شد و طی هماهنگی با آزمودنی و کسب رضایت شفاهی بابت مشارکت، مجموعه پرسش‌نامه‌ها در قالب یک دفترچه به آزمودنی‌ها ارائه شد. به آزمودنی‌ها در باب مسائل مربوط به رازداری اطمینان لازم داده شد و چنانچه ابهام یا سؤالی در مورد پژوهش یا سؤالات داشتند، به آن‌ها توضیحاتی ارائه می‌شد. 
 ملاک‌های ورود به تحقیق شامل موارد زیر بود؛ 1- ساکن خوابگاه بودن؛ 2- رضایت داشتن بابت مشارکت در پژوهش. ملاک‌های خروج هم شامل موارد زیر می‌شد؛ 1- مصرف داروهای روان‌پزشکی در حال حاضر؛ 2- رضایت‌نداشتن برای مشارکت؛ 3- حضورنداشتن آزمودنی در خوابگاه هنگام مراجعه؛ 4- پاسخ‌ندادن به اطلاعات جمعیت‌شناختی یا پرنکردن یکی از پرسش‌نامه‌ها. 
در دفترچه‌ای که به آزمودنی‌ها داده می‌شد، سؤالی با این محتوا که در حال حاضر از داروهای روان‌پزشکی استفاده می‌کنم، گنجانده شد و آزمودنی‌هایی که پاسخ مثبت می‌دادند، از تحقیق کنار گذاشته می‌شدند. در مورد چرایی کنارگذاشته‌شدن این آزمودنی‌ها، ذکر این نکته الزامی است که با توجه به اینکه آزمودنی‌ها بر اساس ارزیابی کنونی از روابط گذشته خود، پرسش‌نامه روابط ابژه بل را پاسخ می‌دهند، این امکان وجود دارد که به دلیل مصرف داروهای روان‌پزشکی، برداشت تحریف‌شده‌ای از گذشته خود داشته باشند؛ بدین نحو که آن را تماماً خوب یا بد ارزیابی کنند. علاوه بر این، برای حل مشکل آزمودنی‌هایی که در اتاق حضور نداشتند و یا رضایت شفاهی برای شرکت در پژوهش نمی‌دادند، حدود بیست درصد بیشتر از نمونه اولیه آزمودنی انتخاب شد تا در صورت لزوم، به‌ صورت تصادفی جایگزین شوند. در پایان حدود 10 آزمودنی به دلیل ناقص‌گذاشتن پرسش‌نامه‌ها از پژوهش کنار گذاشته شدند و پژوهش با 245 آزمودنی پی‌گیری شد. برای جمع‌آوری داده‌ها، علاوه بر پرسش‌نامه داده‌های جمعیت‌شناختی، از پرسش‌نامه‌های زیر استفاده شد.
 پرسش‌نامه روابط ابژه و واقعیت‌آزمایی بل
 این پرسش‌نامه را در سال ۱۹۹۵، بل و همکارانش طراحی کردند. در این پرسش‌نامه ۴۵ سؤال به سنجش روابط ابژه و ۴۵ سؤال به سنجش واقعیت‌آزمایی یا کارکردهای ایگو می‌پردازد که درمجموع ۹۰ سؤال را شامل می‌شود. در پژوهش‌هایی که هدف بررسی کیفیت روابط ابژه است، می‌توان صرفاً از ۴۵ سؤال مربوط به روابط موضوعی استفاده کرد که شامل چهار بُعد بی‌کفایتی اجتماعی، خودمیان‌بینی، دلبستگی ناایمن و بیگانگی می‌شود. نمرات بالا در هریک از ابعاد، بیانگر آسیب بیشتر در کیفیت روابط ابژه است. در پژوهشی که با هدف بررسی مقدماتی روایی و پایایی این پرسش‌نامه در جامعه ایرانی انجام شد، مشخص شد که همبستگی میان تمام خرده‌مقیاس‌های پرسش‌نامه روابط ابژه و واقعیت‌آزمایی بل و تمام ابعاد SCL-90-Rمعنی‌دار است (001/0≥P). آلفای کرونباخ خرده‌‌مقیاس‌ها نیز از ٦٦/٠ برای بی‌کفایتی اجتماعی تا ٨٢/٠ برای بیگانگی به دست آمد که بیانگر روایی و پایایی خوب این پرسش‌نامه است [24].
 فرم بلند مقیاس شفقت به خود
 این پرسش‌نامه 26 گویه دارد که نف، آن را در سال ۲۰۰۳ ساخته است و شامل شش عامل دووجهی مهربانی با خود در مقابل قضاوت خود، مشترکات انسانی در مقابل انزوا و ذهن‌آگاهی در مقابل بیش‌همانندسازی است. پاسخ‌دهندگان می‌بایست در طیف پنج‌درجه‌ای لیکرت (۱= تقریباً هرگز، ۵= تقریباً همیشه) به عبارات پاسخ دهند.
در تحقیق پیش رو پس از معکوس‌سازی گویه‌های وجهه مقابل، درنهایت سه ‌وجهی که شفقت به خود را می‌سنجد، در تحلیل استفاده شد. در پژوهشی پایایی نسخه فارسی مقیاس شفقت به خود، از طریق روش‌های همسانی درونی، باز‌‌آزمایی و همبستگی بین مجموعه ماده بررسی شد. همچنین، ساختار عاملی مقیاس از طریق تحلیل عاملی تأییدی و روایی آن با استفاده از همبستگی بین خرده‌مقیاس‌ها، روایی محتوا، واگرا، همگرا و ملاکی بررسی شد. یافته‌ها نشان داد دامنه ضرایب آلفای کرونباخ خرده‌مقیاس‌ها 77/0-68/0، ضریب آلفای کرونباخ کل مقیاس 90/0، دامنه ضرایب بازآزمایی 71/0-56/0 و دامنه همبستگی بین ماده‌ها 78/0-54/0 است که بیانگر پایایی مطلوب مقیاس بود. همچنین الگوی ضرایب همبستگی بین خرده‌مقیاس‌ها 65/0‌-32/0 بود و نتایج حاصل از روایی محتوا، واگرا، همگرا و ملاکی، روایی خوب مقیاس را نشان داد [25]. در تحقیقی دیگر روایی پرسش‌نامه خود‌شفقتی از طریق همبستگی با پرسش‌نامه افسردگی بک و اضطراب حالت و صفت اشپیل‌برگر منفی و به ترتیب 74/0 و 76/0 به دست آمد [26].
پرسش‌نامه افسردگی بک فرم کوتاه
این پرسش‌نامه را برای اولین‌بار در سال ۱۹۶۱ بک و همکارانش ساختند. پرسش‌نامه افسردگی بک فرم کوتاه، 13 ماده دارد و هدف کلی آن، سنجش شدت نشانه‌های افسردگی (از عدم افسردگی تا افسردگی شدید) در مراجع و جامعه آماری موردپژوهش است. در پرسش‌نامه افسردگی بک فرم کوتاه، طیف پاسخ‌دهی به‌صورت لیکرت چهاردرجه‌ای از صفر تا 3 است و برای به‌دست‌آوردن امتیاز کلی پرسش‌نامه، مجموع امتیاز همه سؤالات را باهم جمع می‌کنیم. حداقل و حداکثر جمع امتیاز مراجع از صفر تا 39 در نوسان است. در پژوهشی که با هدف بررسی همسانی درونی و اعتبار ماده‌های فرم کوتاه پرسش‌نامه افسردگی بک انجام شد، ضریب آلفای کرونباخ و دونیمه‌کردن برای کل پرسش‌نامه 89/0 و 82/0 و ضریب همبستگی بین فرم کوتاه و فرم 21 سؤالی پرسش‌نامه افسردگی بک 67/0 بودند. بر اساس نتایج این پژوهش، فرم کوتاه پرسش‌نامه افسردگی بک، واجد شرایط لازم برای کاربرد در پژوهش‌های روان‌شناختی و غربالگری افسردگی در جامعه بهنجار در ایران است [27].
گردآوری و تحلیل داده‌ها با استفاده از نرم‌افزارهای SPSS V.20، lisrel V. 8.5، Mplus V. 5.1 صورت گرفت. برای تحلیل توصیفی داده‌ها از شاخص‌هایی چون درصد فراوانی، میانگین و انحراف معیار و برای تحلیل استنباطی داده‌ها از آزمون‌های همبستگی پیرسون، تحلیل مسیر و آزمون بوت‌استروپ استفاده شد.
یافته‌ها
 میانگین و انحراف معیار سن آزمودنی‌ها 22/84±‌3/96 بود. دربین تمامی آزمودنی‌ها حدود 142 دختر (58 درصد) و حدود 103 پسر (42 درصد) بودند که 100 نفر (41 درصد) آن‌ها تحصیلات کارشناسی، 92 نفر (37/5 درصد) کارشناسی‌ارشد و 53 نفر (21/5‌ درصد) دکتری حرفه‌ای داشتند. از لحاظ دامنه سنی نیز حدود 188 نفر (77 درصد) بین دامنه سنی 18 تا 25 سال، 52 نفر(21 درصد) بین26 تا 33سال و 5 نفر (2 درصد) بین 34 تا 41سال بودند.
فرضیه‌ها
1- بین روابط ابژه و شدت نشانه‌های افسردگی رابطه مثبت و معنی‌داری به لحاظ آماری وجود دارد.
2- بین روابط ابژه و شفقت به خود رابطه منفی و معنی‌داری به لحاظ آماری وجود دارد.
3- بین شفقت به خود و شدت نشانه‌های افسردگی رابطه منفی و معنی‌داری به لحاظ آماری وجود دارد.
4- شفقت به خود در رابطه بین روابط ابژه و شدت نشانه‌های افسردگی نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند.

در جدول شماره 1 نیز ماتریس همبستگی بین متغیرهای پژوهش به همراه میانگین و انحراف معیار هر یک از متغیرها ذکر شده است. رابطه بین همه متغیرها در سطح (01/0>P) معنی‌دار است. نتایج حاصل از ماتریس همبستگی نشان می‌دهد که بیشترین رابطه بین شدت نشانه‌های افسردگی و روابط ابژه (0/621= r) و کمترین رابطه نیز بین شفقت به خود و روابط ابژه است (514/0-= r).

برای رسم مدل ابتدا پیش‌فرض‌هایی رعایت می‌شود که ازجمله آن‌ها نداشتن داده پرت، نرمال‌بودن تک‌متغیری و نرمال‌بودن چند‌متغیری است [28]. در این پژوهش ابتدا مقادیر پرت حذف شد و سپس برای بررسی نرمال‌بودن تک‌متغیره چولگی و کشیدگی هریک از متغیرها محاسبه شد.کشیدگی متغیرهای مشهود مدل بین دامنه 8/438تا 0/360- بود و چولگی آن نیز بین دامنه 0/262 تا 1/282 به دست آمد که نشان می‌دهد متغیرهای مشهود نرمال هستند [29]. برای بررسی نرمال‌بودن چند‌متغیری نیز از شاخص کشیدگی نسبی استفاده شد که مقدار آن 2/82به دست آمد. مقادیر پذیرفته برای چولگی و کشیدگی تک‌متغیری به ترتیب (3+ ،3-) و (10+ ،10-) است و برای محقق‌شدن شرط نرمال‌بودن چند‌متغیری نیز مقادیر باید بیش از 3 نباشند [30]. 

 با توجه به نقاط برش مطرح‌شده، هردو شرط لازم برای رسم مدل محقق شد. برای آزمون مدل فرضی پژوهش از ماتریس واریانس،کوواریانس به‌عنوان داده‌های ورودی و با توجه به نرمال‌بودن داده‌ها، از روش حداکثر درست‌نمایی استفاده شد. در مرحله‌ بعد مدل پیشنهادی مطابق تصویر شماره 1رسم شد. در جدول شماره 2 شاخص‌های برازش مدل ذکر شده است که نشان می‌دهد مدل از برازش مناسبی برخورداراست. 

 نتایج تصویر شماره 2 نشان می‌دهد که تمام‌مسیرهای مستقیم رسم‌شده در مدل برازش‌یافته، معناداراست (01/0>P). در مرحله بعد به‌منظور بررسی اثرات واسطه‌ای شفقت به خود در رابطه بین روابط ابژه و شدت نشانه‌های افسردگی از دستور بوت‌استروپ استفاده شد که نتایج آن در جدول شماره 3 ذکر شده است.
ارزیابی معنی‌داری روابط واسطه‌ای به دو طریق می‌تواند صورت گیرد: روش اول با مراجعه به سطوح معنی‌داری و روش دوم با بررسی فاصله‌های اطمینان [31]. در این پژوهش فاصله 5/2 درصد برای هر دو حد بالا و پایین ارائه‌ شده است. با توجه به اینکه حد بالا و پایین 5/2 درصد برای مسیر واسطه‌ای هم‌علامت است و همچنین مقدار صفر بین این دو حد قرار نگرفته است، مسیر مدنظر در سطح (05/0>P) معنی‌دار است. این نتایج به این معنی است که شفقت به خود در رابطه بین روابط ابژه و شدت نشانه‌های افسردگی نقش واسطه‌ای ایفا می‌کند.
بحث
با توجه به یافته‌های پژوهش، به‌ترتیب فرضیه‌ها و سؤالات پژوهش را تبیین و بررسی می‌کنیم. از آنجا که پژوهش پیش ‌رو پیشینه پژوهشی بسیار اندکی دارد، نتایج این پژوهش با پژوهش‌های که قرابت بیشتری دارند، مقایسه می‌شود.
 با توجه یافته‌ها، فرضیه اول پژوهش تأیید می‌شود؛ بدین معنی که روابط ابژه با شدت نشانه‌های افسردگی رابطه مثبت و معنی‌داری دارد. این یافته همسو با پژوهش‌های قبلی است [22، 32، 33]. در تبیین این رابطه می‌توان چنین بیان کرد که تجربیات استرس‌زایی که فرد در کودکی تجربه می‌کند، سبب افزایش حساسیت آن‌ها به استرس‌های بعدی می‌شود؛ از طرفی افرادی که مراقب‌های بد داشته‌اند، نه‌تنها نمی‌توانند تعارض‌هایشان را هنگام افسردگی حل و فصل کنند، بلکه توان و منابع مقابله‌ای کافی هم ندارند [34]. درنتیجه افراد دارای الگوهای روابط ابژه‌ای معیوب، به سبب تجربه مراقبان و مراقب‌های بد، هم حساسیت بیشتری به وقایع استرس‌زا دارند و هم منابع و توان مقابله‌ای کافی ندارند، که این منجر به ابتلای بیشتر و شدیدتر آن‌ها به افسردگی می‌شود.
 یافته‌ها نشان می‌دهد فرضیه دوم پژوهش نیز تأیید می‌شود؛ به این معنی که بین روابط ابژه و شفقت به خود رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد. این یافته همسو با تحقیقات پیشین است [19، 35-37]. بر اساس نظریه ذهنیت اجتماعی وقتی افراد جویای شفقت باشند و پاسخ‌های مناسبی از قبیل حمایت و آسایش دریافت کنند، ذهنیت شفقت‌ورز در آن‌ها شکل پیدا می‌کند و افراد توانمندی‌ها و عادات و رفتارهای متناسب با این ذهنیت را گسترش می‌دهند و برعکس، چنانچه با پاسخ‌هایی از قبیل طرد، تحقیر، سرزنش، خصومت و یا بیش‌حمایت‌گری مواجهه شوند، این ذهنیت در آن‌ها مسدود می‌شود و توانایی تشخیص نیازهایشان در آن‌ها کاهش می‌یابد [19]. با توجه به اینکه کیفیت نامطلوب الگوهای روابط ابژه، ناشی از درونی‌کردن ابژه‌های بد و روابط معیوب با آن‌هاست، می‌توان نتیجه گرفت که چنین افرادی محروم از ابژه‌های پذیرا بوده‌اند و در عوض روابط توأم با سرزنش و محرومیت را با ابژه تجربه کرده‌اند؛ درنتیجه ذهنیت شفقت‌ورز در آن‌ها شکل نگرفته است.
 در ادامه یافته‌ها نشان می‌دهند که بین شفقت به خود و شدت نشانه‌های افسردگی رابطه منفی و معنی‌داری وجود دارد که مؤید فرضیه سوم پژوهش است. نتایج حاصل از این فرضیه نیز مؤید پژوهش‌های قبلی است [14، 38، 39]. در تبیین این فرضیه می‌توان چنین بیان کرد که شفقت به خود، سبب ایجاد احساس پذیرش، مهربانی و پیوند با اشتراکات انسانی می‌شود. این احساس‌ها سبب کاهش انتقاد نسبت به خود می‌شود و کمک می‌کند افراد بیشتر درگیر رفتارها و فعالیت‌های اجتماعی شوند و درنتیجه احتمال بیشتری هست که تقویت‌کننده‌های مثبت را دریافت کنند [40]. از این ‌رو شفقت به خود هم از طریق کاهش خود‌انتقادگری و هم افزایش دریافت تقویت‌کننده‌های مثبت از دیگران، سبب کاهش شدت افسردگی در افراد می‌شود. 
 علاوه بر موارد فوق، یافته‌های پژوهش نشان می‌دهد که شفقت به خود، نقش واسطه‌ای بین روابط ابژه و شدت نشانه‌های افسردگی ایفا می‌کند که به معنی تأیید فرضیه چهارم پژوهش است. این یافته همسو با پژوهش‌های قبلی است [37، 41].
 در تبیین این فرضیه می‌توان به نظریه رونالد فربرن استناد کرد. به اعتقاد فربرن، روان‌کاوی به جای سائق‌ها باید نیاز به ابژه را محور رشد روان‌شناختی انسان قرار دهد. وی اعتقاد داشت که تکانه‌ها تنها درون ساختار ایگو وجود دارند و بدون وجود ایگو تکانه‌ای هم وجود نخواهد داشت. از نظر وی ایگو برای رشد، نیاز به ارتباط به ابژه دارد و چنانچه این رابطه‌ها ارضا‌کننده نباشد، ایگو انسجام اولیه خود را از دست می‌دهد و خود را چندپاره می‌کند؛ بدین معنی که کودک ابژه‌های بد را در قالب دو دسته اغواکننده و ناکام‌کننده درونی‌سازی می‌کند که هرکدام به ایگوی معادل خود متصل می‌شوند و منجر به شکل‌گیری ایگوی لیبیدویی و ضد‌لیبیدویی می‌شوند. در این بین، فرد تجربیات ارضا‌کننده با ابژه را نیز درونی‌سازی می‌کند که ایگوی مرکزی را شکل می‌دهد [42]. 
ابژه‌هایی که درونی می‌شوند، بخشی از سازمان روان‌شناختی انسان را می‌سازند که به آدمی این امکان را می‌دهد تا بر اساس آن‌ها تجربیاتش را سازمان‌دهی کند. ابژه‌های درونی‌شده بد نیز، همین نقش را برای افراد ایفا می‌کنند؛ منتهی این کار را با سازمان‌دهی تجربیات به فرم معیوب انجام می‌دهند. این ابژه‌های درونی‌شده هرچند معیوب هستند، فرد نمی‌تواند آن‌ها را رها کند، زیرا این امر به خلأ در سازمان‌دهی تجربیات منجر می‌شود و باعث تجربه اضطراب ازهم‌پاشیدگی نیز می‌شود [43]. 
درونی‌کردن ابژه‌های معیوب و بد، هرچند حس «بودن» به فرد می‌دهد، سبب می‌شود فرد مدام خود را قضاوت کند و با نقص‌ها و کاستی‌هایش نشخوار داشته باشد و علاوه بر آن، تجربیات مثبت خود را نادیده بگیرد تا به‌نوعی این حس انسجام و بودن را حفظ کند [44]. این قضاوت‌ها و انتقادها نسبت به خود و نشخوار ذهنی و بیش‌درگیری با نقص‌ها و کاستی‌های خود، مشخصه‌های اصلی نقص در شفقت به خود هستند. به‌نوعی می‌توان گفت شفقت به خود، برای فرد به معنای تهدید موجودیت روان‌شناختی او محسوب می‌شود و برای همین از آن اجتناب می‌کند. درنتیجه با این خود‌انتقادی‌ها فرد مستعد افسردگی می‌شود و به‌ واسطه ترس، از تجربیات مثبت هم اجتناب می‌کند که این سیکل معیوب، افسردگی فرد را تشدید می‌کند.
نتیجه‌گیری
یافته‌های این پژوهش نشان می‌دهد رابطه بین روابط ابژه و شدت افسردگی یک رابطه خطی صرف نیست و کاهش شفقت به خود به‌ عنوان یک متغیر واسطه‌ای، بخشی از این ارتباط را میانجی‌گری می‌کند.
 پژوهش پیش رو محدودیت‌هایی نیز داشت از جمله اینکه جامعه آماری موردپژوهش، دانشجویان علوم پزشکی ایران بودند، درنتیجه، نتایج به همه جامعه تعمیم‌پذیر نیست. ضمن اینکه نمونه پژوهش، جمعیت عمومی است، لذا نتایج را نمی‌توان به جمعیت بالینی تعمیم داد. محدودیت دیگر تحقیق نیز بررسی‌نکردن تأثیر جنسیت بر نتایج پژوهش است. علاوه بر این، ابزارهای سنجش که پرسش‌نامه بودند نیز دارای محدودیت‌هایی در روایی و پایایی هستند، بنابراین پیشنهاد می‌شود برای سنجش متغیرها، خصوصاً روابط ابژه، از سایر ابزارها مثل مصاحبه بالینی استفاده شود. پیشنهاد می‌شود پژوهش روی جمعیت بالینی و با تعداد نمونه بیشتری انجام شود. ضمن اینکه پیشنهاد می‌شود با توجه به پیشینه نظری، سایر متغیرهایی که می‌تواند نقش واسطه‌ای بین روابط ابژه اولیه افسردگی ایفا کند، موردپژوهش قرار گیرد. علاوه بر این، احتمال می‌رود با توجه به اینکه مسیر روابط ابژه، شفقت به خود و نشانه‌های افسردگی تأیید شد، همین الگو در مستعد‌کردن فرد به سایر آسیب‌های روان‌شناختی نقش داشته باشد. بنابراین پیشنهاد می‌شود تأثیر این مسیر بر سایر اختلالات روان‌شناختی موردپژوهش قرار بگیرد.
ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
پژوهش حاضر از نظر رعایت مسائل اخلاقی در کمیته اخلاق دانشگاه علوم پزشکی ایران مورد تأیید قرار گرفت و کد اخلاق به شماره IR-IUMS.REC13969411556003 توسط محقق دریافت شد. اصول احترام به فرد، ، رازداری و عدالت از اصول بنیادی برای رعایت اصول اخلاق در پژوهش است که در پژوهش حاضر سعی شد این اصول رعایت شود. علاوه بر کسب رضایت آگاهانه به صورت شفاهی، امکان انصراف آزمودنی در صورت عدم تمایل به همکاری در هر مرحله از پژوهش وجود داشت.
حامی مالی
هزینه‌های این مقاله را نویسنده اول (جواد باقری) تأمین کرده است. این مقاله برگرفته از پایان‌نامه کارشناسی‌ارشد آقای جواد باقری در گروه روان‌شناسی بالینیِ دانشکده علوم رفتاری وسلامت روانِ دانشگاه علوم پزشکی ایران است.
مشارکت نویسندگان
مفهوم‌سازی: همه نویسندگان؛ روش‌شناسی: جواد باقری؛ محمود دهقانی و علی‌اصغر اصغرنژاد؛ تحلیل: جواد باقری و علی اصغر اصغرنژاد؛ تحقیق و بررسی: محمود دهقانی و جوادباقری؛ تهیه نسخه اولیه: بهروز بیرشک و جوادباقری؛ ویرایش متن: علی اصغر اصغرنژاد و جواد باقری؛ منابع: جواد باقری و محمود دهقانی؛ نظارت و هماهنگی: بهروز بیرشک.
تعارض منافع
بنابر اظهار نویسندگان، این مقاله تعارض منافع ندارد.

References
Guo X, Jiang K. Is depression the result of immune system abnormalities? Shanghai archives of psychiatry. 2017; 29(3):171-3.
Cummings DM, Kirian K, Howard G, Howard V, Yuan Y, Muntner P, et al. Consequences of comorbidity of elevated stress and/or depressive symptoms and incident cardiovascular outcomes in diabetes: results from the REasons for Geographic And Racial Differences in Stroke (REGARDS) study. Diabetes Care. 2016; 39(1):101-9. [DOI:10.2337/dc15-1174] [PMID] [PMCID]
Euesden J, Danese A, Lewis CM, Maughan B. A bidirectional relationship between depression and the autoimmune disorders-new perspectives from the National Child Development Study. PloS one. 2017;12(3):e0173015. [DOI:10.1371/journal.pone.0173015] [PMID] [PMCID]
Smith K. Mental health: the world of depression. Nature. 2014; 515(7526):181. [DOI:10.1038/515180a] [PMID]
Kozela M, Bobak M, Besala A, Micek A, Kubinova R, Malyutina S, et al. The association of depressive symptoms with cardiovascular and all-cause mortality in Central and Eastern Europe: prospective results of the HAPIEE study. European journal of preventive cardiology. 2016; 23(17):1839-47. [DOI:10.1177/2047487316649493] [PMID] [PMCID]
Sadock BJ, Sadock VA. Kaplan and Sadock’s synopsis of psychiatry: Behavioral sciences/ clinical psychiatry: New York: Lippincott Williams & Wilkins; 2011.
Summers F. Object relation theories and psychopathology: acomperhensive text. The analytic press. London: Routledge; 2014. 
Blatt SJ. Levels of object representation in anaclitic and introjective depression. The Psychoanalytic Study of the Child. 1974; 29(1):107-57. [DOI:10.1080/00797308.1990.11823513] [PMID]
Styron T, Janoff-Bulman R. Childhood attachment and abuse: Long-term effects on adult attachment, depression, and conflict resolution. Child abuse & neglect. 1997; 21(10):1015-23. [DOI:10.1016/S0145-2134(97)00062-8]
Mandelli L, Petrelli C, Serretti A. The role of specific early trauma in adult depression: a meta-analysis of published literature. Childhood trauma and adult depression. European psychiatry. 2015; 30(6):665-80. [DOI:10.1016/j.eurpsy.2015.04.007] [PMID]
Schierholz A, Krüger A, Barenbrügge J, Ehring T. What mediates the link between childhood maltreatment and depression? The role of emotion dysregulation, attachment, and attributional style. European journal of psychotraumatology. 2016; 7(1):32652. [DOI:10.3402/ejpt.v7.32652] [PMID] [PMCID]
Roberts JE, Gotlib IH, Kassel JD. Adult attachment security and symptoms of depression: The mediating roles of dysfunctional attitudes and low self-esteem. Journal of personality and social psychology. 1996; 70(2):310. [DOI:10.1037/0022-3514.70.2.310] [PMID]
Ruijten T, Roelofs J, Rood L. The mediating role of rumination in the relation between quality of attachment relations and depressive symptoms in non-clinical adolescents. Journal of Child and Family Studies. 2011; 20(4):452-9. [DOI:10.1007/s10826-010-9412-5] [PMID] [PMCID]
Muris P, Petrocchi N. Protection or vulnerability? A meta‐analysis of the relations between the positive and negative components of self‐compassion and psychopathology. Clinical psychology & psychotherapy. 2017; 24(2):373-83. [DOI:10.1002/cpp.2005] [PMID]
Neff KD. The self-compassion scale is a valid and theoretically coherent measure of self-compassion. Mindfulness. 2016; 7(1):264-74. [DOI:10.1007/s12671-015-0479-3]
Shapira LB, Mongrain M. The benefits of self-compassion and optimism exercises for individuals vulnerable to depression. The Journal of Positive Psychology. 2010; 5(5):377-89. [DOI:10.1080/17439760.2010.516763]
Körner A, Coroiu A, Copeland L, Gomez-Garibello C, Albani C, Zenger M, et al. The role of self-compassion in buffering symptoms of depression in the general population. PloS one. 2015; 10(10):e0136598. [DOI:10.1371/journal.pone.0136598] [PMID] [PMCID]
Krieger T, Berger T, Grosse Holtforth M. The relationship of self-compassion and depression: Cross-lagged panel analyses in depressed patients after outpatient therapy. Journal of affective disorders. 2016;202:39-45. [DOI:10.1016/j.jad.2016.05.032] [PMID]
Pepping CA, Davis PJ, O’Donovan A, Pal J. Individual differences in self-compassion: The role of attachment and experiences of parenting in childhood. Self and Identity. 2015; 14(1):104-17. [DOI:10.1080/15298868.2014.955050]
Conradi HJ, Kamphuis JH, de Jonge P. Adult attachment predicts the seven-year course of recurrent depression in primary care. Journal of Affective Disorders. 2018; 225:160-6. [DOI:10.1016/j.jad.2017.08.009] [PMID]
Millings A, Buck R, Montgomery A, Spears M, Stallard P. School connectedness, peer attachment, and self-esteem as predictors of adolescent depression. Journal of Adolescence. 2012; 35(4):1061-7. [DOI:10.1016/j.adolescence.2012.02.015] [PMID]
Huprich SK, Porcerelli JH, Binienda J, Karana D, Kamoo R. Parental representations, object relations and their relationship to depressive personality disorder and dysthymia. Personality and Individual Differences. 2007; 43(8):2171-81. [DOI:10.1016/j.paid.2007.06.030]
MacCallum RC, Widaman KF, Zhang S, Hong S. Sample size in factor analysis. Psychological methods. 1999; 4(1):84. [DOI:10.1037/1082-989X.4.1.84]
Hadinezhad H, Tabatabaeian M, Dehghani M. A preliminary study for validity and reliability of Bell Object Relations and Reality Testing Inventory. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2014; 20(2):162-9.
Hasani J, Pasdar K. The Assessment of Confirmatory Factor Structure, Validity, and Reliability of PersianVersion of Self-Compassion Scale (SCS-P) in Ferdosi University of Mashhah in 2013. Journal of Rafsanjan University of Medical Sciences. 2017; 16(8):727-42.
Amanollahi A, Targast K,  Aslani Kh. Prediction of general health based on the components of self-compassion among Ahwaz universities girls with love breakup experience. journal of counseling research. 2014; 13(50):29-54.
Rajabi GR. Psychometric properties of Beck depression inventory short form items (BDI-13). Journal of Iranian Psychologists. 2005; 1(4):291-8.
Tabachnick BG, Fidell LS. Using multivariate statistics. New York: HarperCollins College Publishers; 1996.
Chou CP, Bentler PM. Estimates and tests in structural equation modeling [Internet]. 1995 [Cited 2019 Apr 15]. Available from: https://psycnet.apa.org/record/1995-97753-003
Hu Lt, Bentler PM. Fit indices in covariance structure modeling: Sensitivity to underparameterized model misspecification. Psychological methods. 1998; 3(4):424. [DOI:10.1037/1082-989X.3.4.424]
Ebrahimi A, Ramezani Farani A. Relationship between autistic traits, social problem-solving deficiencies, and depressive-anxiety symptoms: A structural equation modeling approach. Iranian Journal of Psychiatry and Clinical Psychology. 2017; 23(3):278-93. [DOI:10.29252/nirp.ijpcp.23.3.278]
Agerup T, Lydersen S, Wallander J, Sund AM. Associations between parental attachment and course of depression between adolescence and young adulthood. Child Psychiatry & Human Development. 2015; 46(4):632-42. [DOI:10.1007/s10578-014-0506-y] [PMID]
Lee E. Construction of a structural model about male and female adolescents’ alienation, depression, and suicidal thoughts. Journal of Korean Academy of Nursing. 2007; 37(4):576-85. [DOI:10.4040/jkan.2007.37.4.576] [PMID]
Harkness KL, Bruce AE, Lumley MN. The role of childhood abuse and neglect in the sensitization to stressful life events in adolescent depression. Journal of abnormal psychology. 2006; 115(4):730. [DOI:10.1037/0021-843X.115.4.730] [PMID]
Wei M, Liao KYH, Ku TY, Shaffer PA. Attachment, self‐compassion, empathy, and subjective well‐being among college students and community adults. Journal of personality. 2011; 79(1):191-221. [DOI:10.1111/j.1467-6494.2010.00677.x] [PMID]
Tanaka M, Wekerle C, Schmuck ML, Paglia-Boak A, Team MR. The linkages among childhood maltreatment, adolescent mental health, and self-compassion in child welfare adolescents. Child Abuse & Neglect. 2011; 35(10):887-98. [DOI:10.1016/j.chiabu.2011.07.003] [PMID]
Wu Q, Chi P, Lin X, Du H. Child maltreatment and adult depressive symptoms: roles of self-compassion and gratitude. Child abuse & neglect. 2018; 80:62-9. [DOI:10.1016/j.chiabu.2018.03.013] [PMID]
Falconer CJ, Rovira A, King JA, Gilbert P, Antley A, Fearon P, et al. Embodying self-compassion within virtual reality and its effects on patients with depression. BJPsych open. 2016; 2(1):74-80. [DOI:10.1192/bjpo.bp.115.002147] [PMID] [PMCID]
Marsh IC, Chan SW, MacBeth A. Self-compassion and psychological distress in adolescents-a meta-analysis. Mindfulness. 2018; 9(4):1011-27.
Johnson SB, Goodnight BL, Zhang H, Daboin I, Patterson B, Kaslow NJ. Compassion‐based meditation in African Americans: Self‐criticism mediates changes in depression. Suicide and Life‐Threatening Behavior. 2018; 48(2):160-8. [DOI:10.1111/sltb.12347] [PMID]
Joeng JR, Turner SL, Kim EY, Choi SA, Lee YJ, Kim JK. Insecure attachment and emotional distress: fear of self-compassion and self-compassion as mediators. Personality and Individual Differences. 2017; 112:6-11. [DOI:10.1016/j.paid.2017.02.048]
Summers F. Object relations theories and psychopathology: A comprehensive text. London: Routledge; 2014. [DOI:10.4324/9781315803395]
Summers F. Self creation: Psychoanalytic therapy and the art of the possible. London: Routledge; 2013. [DOI:10.4324/9780203767269]
Summers F. The psychoanalytic vision: The experiencing subject, transcendence, and the therapeutic process. London: Routledge; 2013.